Voorwoord

“With a little help from my friends”, “Don’t think twice, it’s all right”, “Instant karma”, …

Hoe kan ik anders dan mijn eerste woorden van dank betuigen aan John, Paul, George, Ringo en Bob. Nee, laat je als lezer zeker niet misleiden, Amadeus komt zeker nog aan bod. Ik wil U enkel mededelen dat de tijdloze muziekcomposities van The Beatles en Bob Dylan ongetwijfeld het meeste invloed op mij hadden in het schrijven van deze thesis. De woorden “inspiratie”, “creativiteit” en “gemoedstoestand” mogen hierbij niet ontbreken. U bent gewaarschuwd.

…

Het symmetriemodel als verklaringsmodel voor het Mozart-effect kent zijn geboorte in het jaar 2001. Alle experimentele psychologen in wording hebben het voorrecht in hun eerste licentie drie onderzoeksvoorstellen in te dienen. Het idee dat de aanwezigheid van symmetrie in bepaalde muziekstukken en bepaalde cognitieve taken belangrijk kon zijn opdat mensen op deze taken beter zouden presteren, werd enthousiast onthaald door onder andere mijn thesisbegeleider W. De Baene en promotor A. Vandierendonck. Sindsdien werden de oorspronkelijke ideeën van dit werk omschreven in een duidelijk omlijnd theoretisch kader en getoetst in verschillende experimenten. Het product, deze thesis, stel ik samen met de hier onder staande mensen trots aan U voor.

(Bela Bartok (1881-1945) & Wolfgang Amadeus Mozart (1756 - 1791))

Mijn ouders, “Joseph Butseraen & Marie-Jeanne Lepeire” voor hun uitstekende kookkunsten, de waste, hun vergevensgezindheid en gedrevenheid; mijn broer “Jeffrey Butseraen” voor zijn muzikale carrière in wording en omdat hij mijn broer is … “Yeh!”; mijn kotgenoten “Servanne De Gelder, Amélie Malaise & Tine Van lent” voor het zonnetje in huis; “Dr. Jason Low” voor het opsturen van zijn artikel uit Nieuw Zeeland; “Bianca Verstraeten” voor haar lach en onvergetelheid; een componist “Bart Merlevede” voor het spiegelen van mijn eigen talent; de talloze proefpersonen voor hun puike medewerking en “Het” for keeping the dream alive!!!

Abstract

Rauscher, Shaw en Ky (1993, 1995) voorspelden dat proefpersonen beter zouden presteren op spatiaal temporele taken na het beluisteren van een complex muziekstuk (K.448 van Mozart) op basis van het trionmodel. De resultaten van deze twee experimenten bevestigden deze hypothese en werden benoemd als het Mozart-effect. Toch kunnen niet alle resultaten van de belangrijkste Mozart studies begrepen worden vanuit de heersende verklaringsmodellen: de aanbevelingen van Rauscher en Shaw (1998) en de gemoedstoestandhypothese (Chabris, 1999). Het symmetriemodel neemt het vergeten aspect van symmetrie van het trionmodel wel op en stelt dat het Mozart-effect enkel optreedt indien het muziekstuk en de spatiaal temporele taak een aspect van symmetrie bevatten. In een eerste experiment presteerden de proefpersonen beter op een symmetrische spatiaal temporele taak (de mentale rotatietaak) na het beluisteren van het symmetrische muziekstuk “Music for Strings, Percussion and Celeste, first movement” van Bartok. De twee volgende experimenten toonden aan dat het Mozart-effect niet verscheen indien het muziekstuk asymmetrisch (“Colony” van Nelson) en de taak symmetrisch (mentale rotatie taak) was (experiment 2), en indien het muziekstuk symmetrisch (Bartok) en de taak asymmetrisch (Corsi blokkentaak) was (experiment 3). De resultaten van de drie experimenten zijn aldus in overeenstemming met de basishypothese van het symmetriemodel. Bijkomende analyses van de gemoedstoestandmetingen (de gemoedsstemming en het arousalniveau) toonden eveneens aan dat deze resultaten niet in lijn zijn met de gemoedstoestandhypothese van Chabris.

Het Symmetriemodel
een nieuw verklaringsmodel voor het Mozart-effect?

Inleiding

Het ontstaan

Wolfgang Amadeus Mozart (1756 – 1791) schreef in 1781 een sonate voor twee piano’s in D majeur (K.448). De eerste beweging van dit muziekstuk (Allegro con Spirito) werd in twee experimenten van Rausher, Shaw en Ky (1993, 1995) gebruikt om na te gaan of het luisteren naar bepaalde muziekstukken tot betere cognitieve prestaties leidt. Deze hypothese was geïnspireerd door het trion model van Leng en Shaw (1991). Dit model stelt dat bij blootstelling aan complexe muzikale composities neurale vuurpatronen georganiseerd en versterkt worden over een groot gedeelte van de hersenen. Omdat spatiaal temporele taken beroep doen op dezelfde vuurpatronen, verwachtten Rauscher et al. dat het luisteren naar een complex muziekstuk de prestaties op deze taken positief zou beïnvloeden. De resultaten van beide experimenten bevestigden deze hypothese en werden benoemd als het Mozart-effect. De resultaten van de eerste studie van Rauscher et al. (1993) kregen, omwille van het verschijnen van hun artikel in het prestigieuze tijdschrift Nature, veel aandacht van de massa media (e.g. NBC News, 1994, September 1). Bij de bevolking ontstond het geloof dat het luisteren naar muziek van Mozart je intelligenter maakt. In 1998 bijvoorbeeld maakte de Gouverneur van Georgia, Zell Miller, 105.000 dollar van zijn budget vrij voor de creatie van de CD “Build Your Baby’s Brain Through the Power of Music”. Deze verzameling van klassieke muziek werd verdeeld onder de ziekenhuizen voor de nieuwe moeders. Toch is er nog een grote verdeeldheid onder de vorsers die onderzoek verrichten naar dit Mozart-effect. Sommige studies vinden wel een Mozart-effect, andere studies dan weer niet. Hierbij aansluitend bestaat er tot op heden nog geen sluitend model om dit effect te verklaren. Deze thesis onderzoekt bijgevolg een nieuw verklaringsmodel: het symmetrie model.

Achtereenvolgens worden de eerste twee studies van Rauscher et al. (1993, 1995) besproken, gevolgd door een kort overzicht van de belangrijkste experimenten die het Mozart-effect hoopten te repliceren. Daarna worden de twee heersende verklaringsmodellen, namelijk de aanbevelingen van Rauscher en Shaw (1998) en de gemoedstoestandhypothese van Chabris (1999), beschreven. Hierbij stellen we vast dat vooral de aanbevelingen van Rauscher en Shaw niet krachtig genoeg blijken om het Mozart-effect te verklaren. Daarna wordt het symmetriemodel voorgesteld. Deze vertrekt van het trionmodel waarbij, in tegenstelling tot het beschreven theoretisch kader van Rauscher en Shaw (1998), het symmetrisch aspect van het trionmodel wel opgenomen wordt in het verklaren van het Mozart-effect. Het trionmodel wordt met zijn symmetrische karakter toegelicht en van hieruit wordt de basishypothese van het symmetriemodel opgesteld die voorspelt dat symmetrie in het aangeboden muziekstuk en symmetrie in de spatiaal temporele taak een noodzakelijke voorwaarde vormen om een Mozart-effect te bekomen. Daarna definiëren we wat symmetrische muziek is en wat symmetrisch spatiaal temporele taken zijn. Een inspectie van de voornaamste Mozart studies leren ons tevens dat vooral dergelijke muziekstukken en dergelijke taken een Mozart-effect kunnen uitlokken.

De eerste studie

In de eerste studie van Rauscher et al. (1993) werden in een post-test design 36 studenten onderworpen aan drie luistercondities, corresponderend met drie soorten spatiale redeneertaken van de Stanford Binet Intelligentie schaal. In de eerste luisterconditie werd de eerste beweging uit de sonate van Mozart voor twee piano’s in D majeur K.448 aangeboden. In de tweede luisterconditie luisterden de proefpersonen naar een tape met relaxatie-instructies en in de derde conditie was er stilte. Onmiddellijk na de luisterconditie werden de subjecten getest op drie spatiaal temporele redeneertaken. De “Paper Folding and Cutting task” (PF&C) was de belangrijkste subtest. In deze test moesten de proefpersonen zich in- beelden dat een enkelvoudig blad een aantal keer geplooid werd. Daarna werden een paar stukken uit dat blad geknipt. De opdracht bestond erin om correct te voorspellen welk patroon van uitgeknipte delen men zal bekomen als het papier terug werd ontvouwen (zie Figuur 1).

Rauscher et al. vonden in dit experiment significant hogere scores voor de Mozart groep in vergelijking met de relaxatiegroep en de stiltegroep. De verschillen werden omgezet in spatiale IQ scores. De Mozartgroep haalde 8 à 9 punten meer dan de twee andere groepen. Toch duurde het effect niet langer dan een kwartier. Deze bevindingen werden benoemd als het Mozart-effect.

De tweede studie

In 1995 onderzochten Rauscher, Shaw en Ky 79 studenten op hun spatiaal temporele vaardigheden met de PF/C taak. Het experiment nam vijf dagen in beslag. Op de eerste dag werden de studenten getest op hun spatiale begaafdheid en opgedeeld in drie groepen. Deze groepen hadden dezelfde gemiddelde spatiale begaafdheidsscore. Op de tweede tot en met de vijfde dag hadden ze één of drie luisterervaringen en werden daarna onmiddellijk getest. De eerste groep luisterde naar het muziekstuk van Mozart. De tweede groep kreeg elke dag iets anders te horen : de ene dag een muziekstuk van Philip Glass, de andere dag een verhaal en dansmuziek op de laatste dag. De derde groep kreeg niets te horen. De onderzoekers vonden op de tweede dag een Mozart-effect en stelden vast dat de grootste vooruitgang geboekt werd bij de studenten die de eerste dag het zwakst scoren op de PF/C taak. Er werd geen verschil gevonden tussen de Mozart groep en de stilte groepen op de derde, vierde en vijfde dag. Ook wanneer men vooraf naar een muziekstuk van Glass luisterde, stelde men op de PF/C taak geen betere prestatie vast.

Vervolgstudies en verklaringsmodellen

Daarna poogden verschillende vorsers dit effect te repliceren, soms met (De Baene, 2000; Nantais, 1997; Nantais & Schellenberg, 1999; Rideout & Laubach, 1996; Rideout & Taylor, 1997; Rideout, Dougherty, & Wernert; 1998;  Thompson, Schellenberg, & Husain, 2001; Wilson & Brown, 1997), soms zonder succes (De Baene, 2000; Carstens, Huskins, & Hounshell, 1995; McKelvie & Low, 2002; Newman, Rosenback, Burns, Latimer, Matocha, & Vogt, 1995; Steele, Ball, & Runk, 1997; Steele, Bass, & Crook, 1999; Steele, Brown, & Stoecker, 1999; Stough, Kerkin, Bates, & Mangan, 1994). Hierbij dringt de vraag zich op waarom sommige studies wel en andere studies geen Mozart-effect bekomen. De tot op vandaag heersende verklaringsmodellen zijn enerzijds de aanbevelingen geformuleerd door Rauscher en Shaw (1998) en anderzijds de gemoedstoestandhypothese van Chabris (1999).

De aanbevelingen van Rauscher en Shaw

Rauscher en Shaw (1998) beschrijven drie redenen waarom sommige studies geen Mozart-effect vinden. Deze auteurs leggen restricties op aan de gehanteerde taak, de procedure en de muziek. Ten eerste stellen de auteurs dat alleen spatiaal temporele taken, waarin telkens een aspect zit van spatiale verbeelding en temporele ordening, een Mozart-effect kunnen uitlokken. Enkele geschikte taken zijn bijgevolg de PF/C taak (e.g. McKelvie & Low, 2002; Nantais, 1997; Nantais & Schellenberg, 1999; Rideout & Laubach, 1996; Rideout & Taylor, 1997; Rideout et al., 1998; Steele et al. 1999a; Steele et al. 1999b; Thompson et al., 2001), de paper en pencil maze taak (Wilson & Brown, 1997), de mechanische redeneertaak, de Corsi blokken taak, en de mentale rotatie taak (De Baene, 2000). Minder geschikte taken zijn: the Raven’s Progressive Matrices Test (Newman et al., 1995; Stough et al., 1995), the Revised Minnesota Paper Form Board Test (Carstens et al., 1995) en de Backwards Digit Span (Steele et al., 1997). Ten tweede leggen Rausher en Shaw (1998) restricties op aan de procedure. Deze auteurs verkiezen een post-test design (De Baene, 2000; Carstens et al., 1995; McKelvie & Low, 2002; Nantais, 1997; Nantais & Schellenberg, 1999; Rideout & Laubach, 1996; Rideout & Taylor, 1997; Rideout et al., 1998; Steele et al., 1997; Steele et al. 1999b; Stough et al., 1995; Thompson et al., 2001; Wilson & Brown, 1997) boven een pretest-posttest design (Newman et al., 1995; Steele et al., 1999a). Ten derde wijzen Rauscher en Shaw op het belang van het soort muziek dat aangeboden wordt. Deze auteurs stellen dat complexe gestructureerde muziek gelijkaardig aan de sonate van Mozart in tempo, structuur, melodie en harmonische consonantie en voorspelbaarheid, de prestatie op spatiaal temporele taken kunnen verbeteren. Hierbij verwijzen deze auteurs naar de studies van Nantais (1997), Rideout et al. (1998) en Wilson en Brown (1997) die wel een Mozart-effect vonden. Zo vonden Rideout et al. na het beluisteren van een muziekstuk van Yanni (Acroyali/Standing in Motion) een prestatie verbetering op een PF/C taak. Wilson en Brown vonden ook een prestatie verbetering op de paper en pencil maze taak na het beluisteren van Mozart’s Piano Concerto No. 23 in A major (K.488). Daarnaast werd er in een studie van Rauscher, Shaw en Ky (1995) geen prestatieverbetering vastgesteld bij dans (trance) muziek en bij Mozart wel. Rausher en Shaw (1998) suggereren hierbij dat de herhalingsfactor in een muziekstuk minder belangrijk is (zoals bij dance) om tot een prestatie verbetering te komen op spatiaal temporele taken.

Als we de belangrijkste studies omtrent het Mozart-effect in acht nemen, lijkt dit model niet krachtig genoeg om het Mozart-effect te begrijpen. Een aantal studies (De Baene, 2000; McKelvie & Low, 2002; Steele et al., 1999b) vonden mits rekening te houden met bovenstaande restricties geen Mozart-effect. De Baene, bijvoorbeeld, hanteerde de betreffende Mozart sonate en onderwierp proefpersonen aan drie verschillende spatiaal temporele taken (de mechanische redeneertaak, de Corsi blokken taak en de mentale rotatietaak) in een post-test design. Enkel bij de mentale rotatie taak vond De Baene een Mozart-effect. Daarnaast vonden de onderzoekers McKelvie en Low eveneens geen Mozart-effect bij een PF/C taak.

De gemoedstoestandhypothese

Een alternatief model steunt zich op de gemoedstoestandhypothese van Chabris (1999). Volgens Chabris wordt het Mozart-effect veroorzaakt door een hemisferische overlap tussen gemoedstoestand en de spatiaal temporele taken. De complexe visuele transformaties, waarop deze taken beroep doen, zijn geassocieerd met dezelfde functie van de rechter hemisfeer (Ditunno & Mann, 1990) als het gemoed (Heller & Nitschke, 1997; Robbertson, Mattingley, Rorden & Driver, 1998). Daarom is het mogelijk dat het vinden van een Mozart-effect een indirect gevolg is van de verschillen in de gemoedstoestand of arousal tussen de behandelingen (Steele et al., 1997, 1999b). Steele et al. verwijzen hierbij naar de studies uitgevoerd door Rideout en zijn collega’s (e.g. Rideout & Laubach, 1996; Rideout & Taylor, 1997; Rideout et al., 1998). Volgens Steele et al. zijn deze studies ambigu omdat het onduidelijk is of de prestatieverbetering te wijten is aan het luisteren naar de sonate van Mozart of dat er een prestatieverzwakking optreedt ten gevolge van het luisteren naar de progressieve relaxatie muziek. Het is mogelijk dat de Mozart sonate aanschouwd wordt als een aangename prikkel en dat bijgevolg het arousal niveau verhoogt. Deze gemoeds-of arousal toestand kan op zich dan leiden tot betere prestaties op probleem oplossende taken (Benidict, Dobraski & Goldstein, 1999; Isen, 1999; Schellenberg, 2001; Thompson, Schellenberg & Husain, 2001; Wyer & Scrull, 1989). Als de participanten in tegenstelling luisteren naar een saaie stimulus kan hun arousal toestand gereduceerd worden en bijgevolg een negatief effect hebben op de aandacht, de snelheid en de volharding. De gemoedstoestandhypothese wordt gesteund door verschillende studies (Nantais & Schellenberg, 1999; Thompson et al., 2001). Nantais en Schellenberg vonden dat het luisteren naar Mozart of naar een passage uit een verhaal van Stephen King de prestaties van de participanten verbeterde op de PF&C taak, maar enkel voor degenen die genoten van wat ze hoorden. In de studies van De Baene (2000) en Thompson et al. werden er directe metingen van gemoedstoestand en arousal verricht en opnieuw waren de resultaten grotendeels in overeenstemming met de gemoedstoestandhypothese. De Baene beschreef één experiment die in tegenspraak is met deze hypothese. Vanuit de gerapporteerde gemoedstoestandsscores verwachtte De Baene na het horen van de sonate van Mozart een betere prestatie op de mechanische redeneertaak. Toch presteerden de proefpersonen in beide luistercondities even goed.

Nood aan een nieuw alternatief?

Hierboven suggereerden we dat de drie restricties van Rauscher en Shaw (1998) geen sluitend model vormen om het Mozart-effect te verklaren. Daarnaast lijkt de gemoedstoestand-hypothese van Chabris (1999) een aantrekkelijk alternatief. Toch moet verder onderzoek hierover soelaas bieden. Het hierna voorgestelde model bouwt verder op de restricties van Rauscher en Shaw, en vindt een aangrijpingspunt in een minder onderkend (met betrekking tot onderzoek naar het Mozart-effect) maar toch essentieel begrip van het trionmodel, symmetrie.

Het symmetrie model

Algemeen

Het symmetriemodel steunt zich, net als de eerste twee studies omtrent het Mozart-effect (Rauscher et al., 1993, 1995), op het trion model. Toch werd bij een omschrijving van het trionmodel, als steunend theoretisch  kader voor vele studies  omtrent het Mozart-effect  (e.g., Rauscher et al., 1993, 1995), een belangrijk aspect van dit model niet opgenomen, met name symmetrie. Het symmetriemodel als verklaringsmodel voor het Mozart-effect neemt het symmetrisch aspect van het trionmodel wel op, en dit leidt tot specifieke voorspellingen omtrent het optreden van een Mozart-effect. De belangrijkste hypothese van het symmetriemodel stelt dat symmetrie in een muziekstuk enerzijds, en symmetrie in een spatiaal temporele taak anderzijds, aanwezig moeten zijn om een Mozart-effect te bekomen. In de volgende paragraaf wordt een omschrijving gegeven van het symmetrisch getinte trionmodel en lichten we eveneens toe hoe de basishypothese van het symmetriemodel theoretisch in te kaderen is in het trionmodel. Vervolgens definiëren we de twee belangrijkste begrippen van het symmetriemodel, met name symmetrische muziek en symmetrisch spatiaal temporele taken.

Het trion model als basis

Het trion model (Leng & Shaw, 1991) is een wiskundige representatie van Mountcastle’s theorie (1978) over de cerebrale  cortex.  Mountcastle (Freeman, 2003; Mountcastle, 1997) stelt dat cellen van een bepaalde sensorische modaliteit georganiseerd worden in clusters (corticale kolommen) die loodrecht staan op het oppervlak van de cerebrale cortex. Deze kolommen delen gemeenschappelijke responskarakteristieken. Shaw (2000) stelt hierbij als voorbeeld dat alle neuronen van een kolom in de visuele cortex maximaal zullen reageren op stimuli gerepresenteerd in het zelfde deel van het visuele veld. Elke corticale kolom (Freeman, 2003; Mountcastle, 1997) is vervolgens onderverdeeld in verwerkingseenheden, minikolommen genoemd. De neuronen in een minikolom in de primaire visuele cortex zullen bijvoorbeeld maximaal reageren op bepaalde stimuli gepresenteerd in een specifieke oriëntatie (Blasdel & Salama, 1986; Bonhoeffer & Grinvald, 1991). Het trionmodel (Leng & Shaw, 1991) benoemt elke minikolom als een trion (zie Figuur 2) en deze heeft drie mogelijke vuurtoestanden (S): S boven het gemiddelde (wit), S gelijk aan het gemiddelde (grijs), en S onder het gemiddelde (zwart). De vuurtoestand met de grootste kans tot vuren wordt geactiveerd in het model. Als er bijvoorbeeld 6 trions in het model worden opgenomen, levert dit meer dan 500.000 mogelijke initiële toestanden op.

Deze toestanden monden uit in zich herhalende spatiaal-temporele patronen die Shaw inherente geheugenpatronen noemt. Deze geheugenpatronen (GP) kunnen gereduceerd worden tot symmetrische familiegroepen. Als je bijvoorbeeld een symmetrische bewerking α (bijvoorbeeld: temporele bewerking, rotatie, spiegeling) aanschouwt, dan is de α-bewerking op een geheugenpatroon GP gelijk aan α-GP. Belangrijk hierbij is dat α-GP ook een geheugenpatroon moet zijn. Er bestaan dus families van GP gerelateerd door symmetrische transformatie. Deze symmetrische familiegroepen zijn volgens Shaw de fundamentele bouwblokken van een corticale taal en grammatica. Opmerkelijk bij deze symmetrische familiegroepen is dat als een Hebbiaanse leerregel (door ervaring) toegepast werd op een GP, een trion kolomnetwerk de andere leden van de GP symmetrie familie groep kan herkennen (McGrann, Shaw, Shenoy, Leng & Mathews, 1994).

Het symmetriemodel steunt zich op het trionmodel en verwacht dat het luisteren naar symmetrische muziekstukken, in tegenstelling tot niet-symmetrische muziekstukken, een grotere kans heeft om symmetrische familiegroepen te activeren. Bij het uitvoeren van een symmetrisch spatiaal temporele taak, lijkt net hetzelfde te gebeuren. Opnieuw worden door blootstelling aan bepaalde stimuli symmetrische familiegroepen geactiveerd. Analoog met de vaak geciteerde stelling van Leng en Shaw dat neurale vuurpatronen gedurende het uitoefenen van spatiaal temporele taken dezelfde zijn als het luisteren naar een muziekstuk, stelt het symmetriemodel dat de neurale vuurpatronen van de symmetrische familiegroepen dezelfde zijn tijdens het beluisteren van een symmetrisch muziekstuk en het uitvoeren van een symmetrisch spatiaal temporele taak. Daarom verwacht het symmetriemodel een Mozart-effect indien het aangeboden muziekstuk symmetrisch is en de spatiaal temporele taak een symmetrische component bevat.

Symmetrische muziek

Het symmetriemodel stelt dat een muziekstuk symmetrisch moet zijn om een Mozart-effect uit te kunnen lokken. Solomon (2000) definieert muzikale symmetrie als “… a congruence which results from the operations of reflection, rotation, or translation”. Het begrip reflectie houdt in dat een gespiegelde figuur resulteert in dezelfde afbeelding.  Figuur 3 toont ons een temporele reflectie in een muzikaal patroon. De middellijn valt op de vierde zestiende noot. Deze symmetrie wordt temporeel genoemd omdat “tijd” in de muzikale notatie horizontaal gerepresenteerd

wordt. In dit voorbeeld kan de volledige figuur gespiegeld worden rond de verticale axis en voldoet daarom aan de conditie van “reflectieve symmetrie”. Een muzikaal patroon dat horizontaal gespiegeld wordt, noemt “tonale reflectie” (zie Figuur 4). Een andere mogelijke symmetrische operatie is een rotatie rond een punt en kan visueel voorgesteld worden door de letter “Z”. De letter “Z” wordt 180 graden geroteerd rond een punt en dit resulteert in dezelfde letter “Z”. Figuur 5 toont ons aan dat de letter “Z” in feite twee maal gespiegeld wordt: één keer rond de horizontale axis en eenmaal rond de verticale middellijn. Figuur 6 toont ons hoe deze transformatie toe te passen is op een reeks tonen. Bij translatie (zie Figuur 7) is er sprake van een patroon dat zich herhaalt op een regelmatig spatiaal ritme. Er wordt een exact beeld verplaatst na het originele en dit resulteert in congruenties op regulaire intervallen.

In de literatuur omtrent het Mozart-effect stellen we vast dat muziekstukken met een dergelijke symmetrische structuur een groter kans lijken te maken om een Mozart-effect te kunnen uitlokken. Hierbij vermeldt Shaw (2000) dat Rauscher et al. (1993) de betreffende sonate van Mozart kozen “… because it is composed of a limited number of musical motives which appear in symmetry a number of times. It’s an extremely organized composition”. Toch vermeldt Shaw niet hoe deze symmetrische graad in Mozart’s sonate werd vastgesteld. Het hierna volgende onderscheid tussen meer en minder symmetrische muziekstukken is op een eerder subjectieve manier vastgesteld.  Symmetrische muziekstukken zoals de Sonate voor Twee Piano’s in D Major, K.448 (De Baene, 2000; Nantais & Schellenberg, 1999; Thompson et al. Husain, 2001), Mozart’s Piano Concerto No. 23 in A major, K.488 (Wilson & Brown, 1997), Yanni Acroyali/Standing in Motion, Schubert’s Fantasia for Four Hands in F minor, D.940 Piano (Nantais & Schellenberg, 1999) lokten een Mozart-effect uit. Muziekstukken die minder of niet symmetrisch lijken lokten geen Mozart-effect uit. Voorbeelden hiervan zijn: Albinoni’s Adagia in G Minor for Organ and Strings (Thompson et al., 2001), Philip Glass, music with changing parts (Steele et al., 1999a).

Symmetrisch spatiaal temporele taken

Het symmetriemodel stelt eveneens dat vooral symmetrisch spatiaal temporele taken een Mozart-effect kunnen uitlokken. Dergelijke taken, zoals de PF/C taak (zie Figuur 1) en de mentale rotatietaak (zie Figuur 8) bevatten een aspect van symmetrie. Bij de PF/C taak stellen we de symmetrische operatie “reflectie” vast en bij de mentale rotatietaak de operatie “rotatie rond een punt”. Verschillende studies vinden veelal een Mozart-effect met de PF/C taak (Rauscher et al., 1993, 1995; Nantais, 1997; Nantais & Schellenberg, 1999; Ridout &

Laubach, 1996; Rideout & Taylor, 1997; Rideout et al., 1998; Thompson et al., 2001). Ook met een andere symmetrisch spatiaal temporele taak, de mentale rotatietaak, werd een Mozart-effect gevonden (De Baene, 2000).

Spatiaal temporele taken die niet symmetrisch van aard zijn lokken nauwelijks Mozart-effect uit: de mechanische redeneertaak en de Corsi blokken taak (De Baene, 2000), the Raven’s Progressive Matrices Test (Newman et al., 1995; Stough et al., 1995), the Revised Minnesota Paper Form Board Test (Carstens et al., 1995) en de Backwards Digit Span (Steele et al., 1997). Enkel een onderzoek van Wilson en Brown (1997) vond een Mozart-effect met de maze taak.

Predicties

De basisstelling van het symmetriemodel stelt dat het Mozart-effect enkel optreedt als het aangeboden muziekstuk en de spatiaal temporele taak een symmetrisch aspect bevatten. Deze noodzakelijke voorwaarden primeren volgens dit model tevens boven de gemoedstoestandhypothese van Chabris (1999), maar sluiten deze niet uit. Het is met andere woorden plausibel dat het verschijnen van een Mozart-effect gepaard gaat met een positievere gemoedstoestand en een verhoogde arousal. Toch zal volgens het symmetriemodel niet de gemoedsstemming of het arousalniveau maar wel het gemeenschappelijk aspect van symmetrie in het muziekstuk en de spatiaal temporele taak aan de basis liggen van het Mozart-effect. Om deze basisstelling te onderzoeken opteerden we om een symmetrisch muziekstuk te hanteren anders dan de gebruikelijke sonate van Mozart (K.448). De keuze viel op het door Solomon (2000) geanalyseerde en hoog symmetrisch bevonden muziekcompositie van Bela Bartok “Music for Strings, Percussion and Celeste, first movement”. Als onderzoeksmethodologie volgden we één van de aanbevelingen van Rauscher en Shaw (1998) en kozen aldus voor een post-test design. Daarnaast onderzochten we, met betrekking tot de gemoedstoestandhypothese van Chabris (1999) of de gemoedstoestandsverandering (het verschil in gemoed voor en na een luisterconditie), dan wel de gemoedsverschillen tussen de twee luistercondities belangrijk zijn in het verklaren van een eventueel optredend Mozart-effect. De gemoedstoestand werd geoperationaliseerd in twee factoren: de gemoedsstemming (de subjectieve gevoelswaarde) en het arousalniveau. Ten eerste wordt de gemoedsstemming nagegaan door de proefpersonen voor en na elke luisterconditie de gemoedstoestandvragenlijst de PANAS (Positive and Negative Affect Schedule; Watson, Clark & Tellegen, 1988) te laten invullen. Deze meet de twee primaire dimensies van de gemoedstoestand, namelijk het positief en negatief affect. Ten tweede werd het arousalniveau  (de gemiddelde hartslag per minuut) gemeten in het begin en op het einde van elke luisterconditie. Indien het Mozart-effect begrepen kan worden vanuit het optreden van een positief gemoed en een verhoogd arousalniveau (Thompson, Schellenberg & Husain, 2001) verwachten we met betrekking tot de hypothese die de gemoedsverandering vooropstelt binnen een luisterconditie, dat het verschijnen van een Mozart-effect het gevolg is van een (a1) positievere gemoedsstemming en een (a2) hoger arousalniveau na het beluisteren van het muziekstuk in vergelijking met het zitten in stilte. Aan de andere kant verwachten we vanuit de hypothese die de gemoedstoestand tussen de condities vooropstelt dat het Mozart-effect het gevolg is van een (b1) positievere gemoedsstemming en een (b2) hoger arousalniveau in de muziekconditie.

Experiment 1

In dit eerste experiment toetsten we de basisstelling van het symmetriemodel en gingen aldus na of proefpersonen beter presteren op een symmetrisch spatiaal temporele taak na het beluisteren van een symmetrisch opgebouwd muziekstuk. Als symmetrisch spatiaal temporele taak kozen we voor de mentale rotatietaak. Deze taak voldoet enerzijds aan de twee voorwaarden die Rauscher en Shaw (1998) aan spatiaal temporele taken oplegden: er is sprake van mentale verbeelding en van temporele ordening. Anderzijds voldoet deze taak aan de supplementaire voorwaarde van symmetrie (zie Figuur 8). Als symmetrisch muziekstuk kozen we voor de eerste beweging van Bartok’s “Music for strings, percussion and celeste”. Solomon (2000) analyseerde dit muziekstuk en schrijft dat “… symmetry is probably the most significant means of unifying this composition”. Ondanks het onplezierig karakter van dit muziekstuk voorspelt het symmetriemodel een Mozart-effect. 

Methode

Proefpersonen

Zeventien proefpersonen (2 jongens, 15 meisjes) namen vrijwillig deel aan dit experiment. Hun leeftijd schommelde tussen 18 en 25 jaar (M = 21.31, SD = 4.33).

Apparaten

In de experimentele conditie werd de eerste beweging “Andante tranquillo” van Bartok’s muziekcompositie “Music for strings, percussion and celeste” (uitgevoerd door English string orchestra, 1987) afgespeeld via de geluidskaart van de computer met een digitale hoofdtelefoon. Dit muziekstuk duurde exact 6 minuten en 22 seconden. In de controleconditie zaten de proefpersonen gedurende dezelfde tijdspanne in stilte.

            Zoals al vermeld worden de twee dimensies van de gemoedstoestand voor en na elke luisterconditie nagegaan met de Nederlandstalige versie van de PANAS (Watson et al., 1988) . De eerste primaire dimensie van het gemoed, het negatief affect, reflecteert een toestand van subjectieve droefheid en onplezierig engagement, terwijl de tweede dimensie, het positief affect, een toestand van enthousiasme, activiteit en alertheid weerspiegelt. Deze twee dimensies concretiseren zich in twee schaalscores, één voor de positieve schaal en één voor de negatieve schaal. De schaalscores waren de som van de itemscores op de respectievelijke schalen. De itemscores varieerden tussen één (voor “heel weinig”) en vijf (voor “heel veel”). Per proefpersoon werden vier verschillende versies van de PANAS gehanteerd, waarbij de volgorde van de items telkens gerandomiseerd werd. Een voorbeeld van deze versies wordt weergegeven in Bijlage 1.

            De hartslag van de proefpersonen werd gemeten met een Polar T31 hartslagmeter. Hierbij werd de hartslagriem ter hoogte van het middenrif bevestigd. De proefleider kon met behulp van een horloge de hartslag registreren. Voor de mentale rotatietaak werden achttien 3 x 3 matrix patronen gebruikt (Bethell-Fox & Shepard, 1988, zie Bijlage 2). Ze werden als 9 x 9 cm grote figuren gepresenteerd op een 17’ scherm.

Design

Elke deelnemer doorliep 2 luistercondities (stilte of muziek). De volgorde van deze condities, de volgorde van de 4 verschillende versies van de PANAS en ook de 2 verschillend samengestelde mentale rotatietaken werden gecontrabalanceerd over de proefpersonen. Alle proefpersonen werden individueel getest. Het experiment duurde ongeveer 50 minuten.

Procedure

Na de testinstructies kregen de proefpersonen 15 ongeregistreerde oefentrials voorgeschoteld met stimuli die in het vervolg van het experiment niet meer voorkwamen. Dit had als doel dat de proefpersonen de instructies begrepen en ook om ze vertrouwd te maken met de procedure en het materiaal. De instructies wezen de proefpersonen erop zo snel en zo accuraat mogelijk te antwoorden. Na de oefensessie begon het eerste gedeelte van het experiment. De opbouw wordt in bijlage 3 schematisch weergegeven. Eerst vulden de proefpersonen een eerste versie van de PANAS in. Daarna volgde de eerste luisterconditie (stilte of muziek). Vijftien seconden na het starten van de luisterconditie en vijftien seconden voor het einde van de luisterconditie noteerde de proefleider de hartslag van de proefpersoon. Na de luisterconditie vulden de proefpersonen de tweede versie van de PANAS in. Het eerste gedeelte van dit experiment werd afgesloten met een afname van de mentale rotatie taak. Hierna startte het tweede gedeelte. Deze was analoog aan het eerste gedeelte op twee punten na: er werden twee ander versies van de PANAS ingevuld, en de luisterconditie was anders.

            De mentale rotatietaak werd opgezet in overeenstemming met het experiment van Betthel-Fox en Shepard (1988). De opeenvolging van gebeurtenissen bij elke trial wordt weergegeven in Figuur 8. Elke trial startte met een zwart fixatiepunt in het midden van het witte scherm. Bij het drukken op de klaar toets met de geprefereerde hand (“r” voor linkshandigen, “k” voor rechtshandigen) werd het fixatiepunt vervangen door één van de te onthouden stimuli. Deze werden at random in één van zijn acht mogelijke posities (vier verschillende rotaties en hun spiegelbeeld) op het scherm getoond. Als de proefpersonen meenden dat ze het patroon konden herinneren, drukten ze opnieuw op de klaar toets, met de directe vervanging van de matrix door één van de vier pijlen als resultaat. Deze pijl toonde aan wat de proefpersonen met de opgeslagen figuur moesten doen. De figuur kon 90° of 180° geroteerd worden, in wijzer- of in tegenwijzerzin. Als de proefpersonen deze mentale rotatie hadden uitgevoerd, drukten ze nogmaals op de klaar toets. De pijl werd bij deze vervangen door de teststimulus. Met de geprefereerde hand antwoorden de proefpersonen of de testmatrix dezelfde was als de getransformeerde stimulus of niet. De proefpersonen drukten op “y” als ze dachten dat de aangeboden oplossing juist was en “n” als ze dachten van niet. Elke trial eindigde met feedback over de juistheid van het antwoord. Een druk op een willekeurige toets startte een nieuwe trial. De computer registreerde de drie reactietijden (de inspectietijd, de rotatietijd en de vergelijkingstijd).

Voor de aanvang van het experiment werden er twee verschillende mentale rotatietaken samengesteld. Voor de samenstelling van de eerste test werden de 18 figuren uit bijlage 2 at random tweemaal onder een verschillende rotatie aangeboden. Het ene patroon moest 90° en de andere figuur moest 180° geroteerd worden. Bij de helft van de trials was de teststimulus de juiste. Bij de helft van de foutieve trials werd het correcte patroon in een verkeerde oriëntatie aangeboden, terwijl in de andere trials een verschillend patroon getoond werd. De tweede mentale rotatietaak werd op identieke wijze samengesteld.

Resultaten

Analyse van de reactietijden

De gemiddelde reactietijd wordt per proefpersoon op de twee luistercondities berekend. Incorrecte trials, evenals trials waarvan de reactietijd de vooropgestelde grenzen overschrijdt (i.e. M ± 2 * SD), worden uit deze berekening geweerd. De gemiddelde reactietijden (Gem) en de standaarddeviaties (SD) worden per conditie weergegeven in Tabel 1.

Een GLM repeated measures analyse wordt uitgevoerd waarbij conditie (stilte of muziek) en soort reactietijd (inspectie, rotatie- of vergelijkingstijd) fungeren als within-subjects variabelen. Volgorde wordt opgenomen als een between-subjects variabele. Hierbij treedt er een hoofdeffect van reactietijd op (F[2,30]=20.78, p<.001 voor soort reactietijd; F[1,16]<1 voor conditie). De drie soorten reactietijden verschillen van elkaar. Dit heeft echter geen belang in het begrijpen van het Mozart-effect. Daarnaast treedt er een interactie op tussen volgorde en conditie (F[1,15]=32.48, p<0.001), wat een leereffect weerspiegelt.

Accuraatheidsanalyse

De gemiddelde accuraatheden per conditie worden weergegeven in Tabel 1. Aan de hand van een GLM repeated measures analyse wordt de accuraatheid geanalyseerd met conditie als within-subjects variabele. Volgorde wordt opgenomen als between-subjects variabele. Er treedt een hoofdeffect van conditie op (F[1,15] = 6.48, p<0.01). De prestatie op de mentale rotatietaak was significant beter na het beluisteren van het muziekstuk van Bartok dan na het zitten in stilte (zie Figuur 9). Daarnaast treedt er een interactie op tussen volgorde en conditie (F[1,15] = 16.19,  p=0.001). De proefpersonen presteerden beter toen ze de test voor de tweede keer aflegden (zie Figuur 10).

Correlatie tussen reactietijden en accuraatheid

Om de mogelijke samenhang tussen reactietijden en accuraatheid te onderzoeken werden de Pearson correlaties berekend tussen de accuraatheid en de drie soorten reactietijden per luisterconditie. In de stilteconditie (inspectietijd:  0.32; rotatietijd: -0.05; vergelijkingstijd: -0.17) en de muziekconditie (inspectietijd:  0.03; rotatietijd: -0.14; vergelijkingstijd: -0.18) was geen enkele correlatie significant.

Analyse van de gemoedsstemming

Voor elke proefpersoon werd de score op de PANAS-schaal als volgt berekend (Schaalscore = [(50 - score op de negatieve schaal) + score op de positieve schaal]). De gemiddelde scores (Gem) en de standaarddeviaties (SD) op de PANAS-schaal (gemoedsstemming) worden weergegeven in Tabel 2.

Volgorde wordt opgenomen als between-subjects variabele in de GML repeated measures analyse, terwijl conditie en moment (meting voor of na luisterconditie) fungeren als within-subjects variabelen. Er was enkel een hoofdeffect van conditie (F[1,15]=5.37, p<0.05 voor conditie; F<1 voor moment en volgorde). De proefpersonen voelden zich beter in de stilteconditie dan in de muziekconditie.

Geen enkele interactie was significant (F<1 voor conditie x moment; conditie x volgorde en moment x volgorde). Verder toonden planned comparisons analyses aan dat gemoedsstemming dezelfde is voor en na het zitten in stilte (F[1,15]=1.02, p=0.328) en tevens voor en na het beluisteren van het muziekstuk (F<1). Figuur 11 schets deze bevindingen op een visuele manier.

Hartslag analyse

Als indicatie voor de mate van arousal wordt de hartslag geanalyseerd met een GLM repeated measures analyse met conditie en moment (begin en einde van elke luisterconditie) als within-subjects variabelen. Volgorde wordt opgenomen als een between-subject variabele.

De analyses tonen aan dat er enkel een marginaal effect was van conditie (F[1,15]=3.00, p=0.104). De gemiddelde hartslag lag in de stilteconditie hoger dan in de muziekconditie. De andere hoofdeffecten waren niet significant voor volgorde). Enkel de interactie tussen conditie en volgorde was marginaal significant (F[1,15]=2.53, p=0.133). Terwijl de interactie tussen conditie en moment (zie Figuur 12) niet significant was (F<1), toonden planned comparisons analyses een verfijnder beeld. De twee hartslagmetingen in de stilte conditie weken niet significant van elkaar af (F<1). Toch was er wat betreft de muziekconditie een hogere hartslagmeting op het einde van deze luisterconditie (F[1,15]=5.30, p<0.05).

(F[1,15]=1.30,  p=0.271)voor moment; F<1

Uitzuiveren van het gemoed

Als laatste werd een repeated measures analyse of covariance (gecorrigeerd voor meerdere tests) uitgevoerd om na te gaan of het Mozart-effect zou verdwijnen indien de individuele verschillen van de gemoedsstemming en het arousalniveau statistisch uitgezuiverd werden. Hierbij werd volgorde opgenomen als between-subjects variabele en conditie als within-subjects variabele. Voor de covariaten (gemoedsstemming en arousalniveau) werden er twee dummievariabelen aangemaakt; panas ([(schaalscorevoorstilte - schaalscorenastilte) - (schaalscorevoormuziek - schaalscoremuziek)]). Het hoofdeffect van conditie bleef significant (F[1,13]=5.80, p<0.05) en wees er op dat het Mozart-effect in dit experiment niet verklaard kon worden vanuit de gemoedsscores op de PANAS en de gemeten hartslagen. De andere hoofdeffecten waren niet significant (F<1 voor volgorde, panas, hartslag). Er trad opnieuw een interactie op tussen conditie en volgorde (F[1,13]=13.69, p<0.01) wat wijst op een leereffect. De andere interacties bereikten geen niveau van significantie (F<1 voor conditie x panas; conditie x hartslag; volgorde x panas; volgorde x hartslag; en panas x hartslag).

Discussie

De stelling van het symmetriemodel die voorspelt dat het Mozart-effect moet optreden indien het muziekstuk en de spatiaal temporele taak een aspect bevatten van symmetrie werd in dit experiment bevestigd. De proefpersonen maakten grosso modo één fout (op 36 oefeningen) minder op de mentale rotatietaak na het beluisteren van een hoog symmetrisch bevonden muziekstuk van Bela Bartok in vergelijking met het zitten in stilte. De drie gemeten reactietijden, de inspectietijd, de rotatietijd en de vergelijkingstijd waren daarentegen niet significant verschillend tussen de twee condities. Een bijkomende analyse toonde aan dat het verschenen Mozart-effect niet kan toegeschreven worden aan een speed accuracy trade off fenomeen. De bevinding van dit experiment is eveneens in de lijn van de verwachtingen met de drie richtlijnen geformuleerd door Rauscher en Shaw (1998). Deze vorsers voorspelden dat het Mozart effect opduikt indien a) het muziekstuk complex is, b) het een spatiaal temporele taak betreft, c) indien de procedure een post-test design is. Vanuit de gemoedstoestandhypothese stelden we vier hypotheses op. Ten eerste kan het verschijnen van een Mozart-effect gepaard gaan met de gemoedstoestandsverandering die optreedt als gevolg van het luisteren naar een muziekstuk. Daarom maten we de twee niveaus van het gemoed (het arousalniveau gemeten door de hartslag en de gemoedstoestand gemeten door de PANAS vragenlijst) vóór en na de twee luistercondities. Meer specifiek zou het Mozart-effect het gevolg zijn van: a1) een positievere gemoedsstemming na het beluisteren van het muziekstuk in vergelijking met het luisteren in stilte; a2) een significant hogere stijging van het arousalniveau (gemeten voor en na de luisterconditie) in de muziekconditie in vergelijking met stilteconditie. Ten tweede zou het eventueel optreden van een Mozart-effect gepaard gaan met een verschil in gemoedstoestandstemming tussen de condities. Hierbij werden de twee niveaus van het gemoed vergeleken tussen de luistercondities. Het Mozart-effect zou het gevolg zijn van: a2) het aanwezig zijn van een hoger arousalniveau in de muziekconditie dan in de stilteconditie, b2) een positievere gemoedsstemming in de muziekconditie dan in de stilteconditie. Uit de analyses bleek dat slechts de eerste van de vier bovenstaande hypotheses strookt met de resultaten; de hartslag steeg als gevolg van het beluisteren van de muziekcompositie terwijl de hartslag voor en na het zitten in stilte dezelfde bleef (a1). De andere hypothesen strookten niet met de metingen. In tegenstelling tot de verwachtingen was de hartslag in de stilteconditie marginaal significant hoger dan in de muziekconditie (b1). Daarbij voelden de proefpersonen zich tijdens het zitten in stilte iets meer enthousiast, alert en tevens minder bedroefd dan tijdens het luisteren naar muziek (b2). Er was ook geen invloed van het luistermoment op de gemoedstoestand van de proefpersoon (a2). Ten slotte werd de gemoedstoestandhypothese met behulp van een statistische analyse op een directe manier getoetst. Hierbij werden de individuele verschillen op de metingen van de gemoedstoestandvragenlijst de PANAS en de hartslagmetingen statistisch gecontroleerd om na te gaan of het Mozart-effect bij deze ging verdwijnen. Dit gebeurde niet en mede daarom laten de resultaten van dit experiment uitschijnen dat het Mozart-effect eerder te verklaren is vanuit het gehanteerde muziekstuk en de soort spatiaal temporele taak dan de gemoedstoestand. 

In de volgende twee experimenten wordt de basisstelling van het symmetriemodel verder onderzocht. Omdat dit model spreekt over noodzakelijke voorwaarden (het muziekstuk en de spatiaal temporele taak moeten beiden symmetrisch gezind zijn) onderzoeken we in experiment 2 of het Mozart-effect ook opduikt indien het muziekstuk asymmetrisch is en de taak symmetrisch, en in experiment 3 of dit effect ook verschijnt indien het een symmetrisch muziekstuk betreft en een asymmetrisch spatiaal temporele taak. Het symmetriemodel verwacht in beide experimenten geen Mozart-effect.

Experiment 2

Het symmetriemodel voorspelt dat het Mozart-effect niet zal opduiken indien het gehanteerde muziekstuk asymmetrisch en de spatiaal temporele taak symmetrisch is. Dit experiment hanteert dezelfde onderzoeksmethodiek van experiment 1 en laat de proefpersonen in plaats van het muziekstuk van Bartok luisteren naar het asymmetrische muziekstuk “Colony” van Gary Lee Nelson. De symmetrisch spatiaal temporele taak was opnieuw de mentale rotatietaak. 

Methode

Proefpersonen

Zeventien proefpersonen (4 jongens, 13 meisjes) namen vrijwillig deel aan dit experiment. Hun leeftijd schommelde tussen 22 en 28 jaar (M = 24.44, SD = 1.93).

Apparaten

In dit experiment werd dezelfde apparatuur gebruikt zoals in het eerste experiment, enkel het muziekstuk was anders. Het muziekstuk van Gary Lee Nelson “Colony” duurde 7 minuten en 7 seconden. Opnieuw zaten de proefpersonen in de controleconditie gedurende dezelfde tijdsperiode in stilte.

Design

Het design van experiment 2 was dezelfde zoals in het eerste experiment.

Procedure

De procedure van dit experiment is op een zelfde manier opgebouwd zoals het eerste experiment.

Resultaten

Analyse van de reactietijden

Voor elke proefpersoon worden de gemiddelde reactietijden (Gem) en de standaardeviaties (SD) voor de stilte en de muziekconditie berekend (zie Tabel 3). De fout opgeloste trials, evenals trials waarvan de reactietijd de vooropgestelde grenzen overschrijdt (i.e. M ± 2 * SD), worden uit deze berekening geweerd.

Terwijl conditie en soort reactietijd in de GLM repeated measures analyse opgenomen worden als within-subjects variabelen, wordt volgorde opgenomen als between-subjects variabele. Er trad een hoofdeffect op van het soort reactietijd (F[2,30]=26.90, p<0.001). Het hoofdeffect van conditie was niet significant (F<1). Daarnaast trad er een interactie op tussen volgorde en conditie (F[1,15]=5.34, p<0.05). De andere interacties waren niet significant (F<1 voor soort reactietijd x conditie, en soort reactietijd x volgorde, F[2,30]=1.31, p=0.285 voor conditie x volgorde x soort reactietijd).

Accuraatheidsanalyse

De gemiddelde accuraatheden worden weergegeven in Tabel 3. In een GLM repeated measures analyse wordt de accuraatheid geanalyseerd met conditie als een within-subjects variabele en volgorde als between-subjects variabele. Hierbij waren de twee hoofdeffecten niet significant (F[1,15]=2.39, p=0.143 voor conditie; F<1 voor volgorde). Figuur 13 toont aan dat de proefpersonen ongeveer een half punt slechter scoren op de mentale rotatietaak in de muziekconditie. Dit verschil is echter niet groot genoeg om significant te zijn. De significante interactie (zie Figuur 14) tussen conditie en volgorde (F[1,15]=19.54, p<0.001] wijst op een leereffect.

Correlatie tussen reactietijden en accuraatheid

De Pearson correlaties werden berekend tussen de drie gemeten reactietijden en de accuraatheid voor de stilteconditie (inspectietijd: -0.08; rotatietijd: -0.21; vergelijkingstijd: 0.15) en de muziekconditie (inspectietijd: -0.28; rotatietijd: -0.24; vergelijkingstijd: -0.08). Geen enkele van deze correlaties waren significant.

Analyse van de gemoedstoestand

Zowel de gemiddelde score op de PANAS-schaal als de geregistreerde hartslagen worden weergegeven in Tabel 4.

In de GLM repeated measures analyse wordt volgorde opgenomen als between-subjects variabele terwijl conditie en moment fungeren als within-subjects variabelen. Er trad een hoofdeffect op van moment (F[1,15]=4.54, p<0.05). Figuur 15 verduidelijkt deze analyses.

Een planned comparisons analyse toont hierbij aan dat de proefpersonen zich enkel minder goed voelden na het zitten in stilte (F[1,15]=6.42, p<0.05) versus na het beluisteren van het

muziekstuk (F<1). Het hoofdeffect van conditie was niet significant en wijst erop dat proefpersonen zich in beide luistercondities in de zelfde gemoedsstemming bevinden. De interactie tussen volgorde en conditie (F[1,15]=4.53, p<0.05) was significant. Alle andere interacties bereikten geen niveau van significantie (F<1 voor volgorde x moment; en conditie x moment).

Hartslaganalyse

Met een GLM repeated measures analyse worden de gemiddelde hartslagen geanalyseerd met volgorde als between-subjects variable en conditie en moment (begin en einde luisterconditie) als within-subjects variabelen. Het hoofdeffect van conditie was niet significant (F<1). Dit wijst erop dat de gemiddelde hartslagen in beide condities niet voldoende van elkaar verschillen. Ook de hoofdeffecten van volgorde en moment waren niet significant (F<1). De interactie tussen conditie en moment was marginaal significant (F[1,15]=3.97, p=0.064).

Een planned comparisons analyse toonde hierbij aan dat de hartslag na het horen van het muziekstuk van Nelson stijgt (F[1,15]=5.80, p<0.05). In de stilte conditie blijft de hartslag voor en na het stiltemoment nagenoeg dezelfde (F<1). De andere interacties waren niet significant (F<1 voor conditie x volgorde; en moment x volgorde).

Uitzuiveren het gemoed

De individuele verschillen van de gemoedsstemming en het arousalniveau werden statistisch gecontroleerd in een repeated measures analyse of covariance (gecorrigeerd voor meerdere tests). Volgorde werd opgenomen als een between-subjects variabele en conditie als een within-subjects variabele. Zoals in het eerste experiment werden op dezelfde manier dummievariabelen aangemaakt voor het gemoed (panas) en het arousalniveau (hart).  Geen enkel hoofdeffect was significant (F<1 voor conditie, panas, hartslag, en volgorde). De significante interactie tussen conditie en volgorde (F[1,13]=17.95, p<0.001) wijst op een leereffect. De andere interacties bereikten geen niveau van significantie (F<1 voor conditie x panas, en conditie x hartslag).

Discussie

In dit experiment werd nagegaan of proefpersonen beter presteerden op een symmetrisch spatiaal temporele taak na het horen van een asymmetrisch muziekstuk. Terwijl de experimentele procedure en de gehanteerde taak (de mentale rotatietaak) dezelfde waren zoals in experiment 1, werd in dit experiment enkel een ander muziekstuk aangeboden, met name “Colony” van Gary Lee Nelson. Zoals verwacht vanuit het symmetriemodel, die stelt dat symmetrie in het muziekstuk en de taak aanwezig moeten zijn om een Mozart-effect te bekomen, toonden de analyses aan dat de proefpersonen niet beter presteerden na het beluisteren van het muziekstuk in vergelijking met het zitten in stilte. Er was integendeel een kleine tendens (marginaal significant) in de andere richting. De proefpersonen maakten een halve fout meer na het beluisteren van Nelson’s muziekcompositie. Op het niveau van de reactietijdmetingen werden geen verschillen gevonden. Net zoals in het eerste experiment zijn de resultaten in overeenstemming met de predicties geformuleerd door Rauscher en Shaw (1998). Deze auteurs voorspelden in dit tweede experiment geen Mozart-effect omdat het gehanteerde muziekstuk niet gelijkaardig is als de complexe gestructureerde muziek van Mozart. In dit tweede experiment werd de sterkte van de gemoedstoestandhypothese nagegaan met behulp van de vier vooropgestelde hypothesen. De analyses toonden aan dat drie van de vier hypothesen in overeenstemming waren met de resultaten. Enkel de vaststelling dat de hartslag steeg na het horen van het muziekstuk moest volgens de gemoedstoestandhypothese een Mozart-effect uitlokken en dit was niet het geval. De andere hartslag analyse toonde aan dat de gemiddelde hartslag niet verschilt tussen de condities. Ook de gerapporteerde gemoedstoestand was in beide luistercondities dezelfde. Daarnaast voelden de proefpersonen zich minder positief na het zitten in stilte terwijl ze zich even goed voelden na het beluisteren van het muziekstuk. Deze drie analyses voorspelden geen Mozart-effect en zijn dus wel in lijn met gemoedstoestandhypothese.

Experiment 3

Dit derde experiment onderzoekt de stelling van het symmetriemodel die voorspelt dat het Mozart-effect niet opduikt indien het aangeboden muziekstuk symmetrisch is en de taak een temporeel, een spatiaal, maar geen symmetrisch aspect bevat. Zoals in het eerste experiment wordt opnieuw het symmetrische muziekstuk “Music for strings, percussion and celeste” van Bartok afgespeeld. De gehanteerde asymmetrisch spatiaal temporele taak betreft de Corsi blokkentaak (Berch, Krikorian & Hubu, 1998). Deze taak voldoet volgens Farrand, Stuart en Morris (1995) aan de twee opgestelde eisen van Rauscher en Shaw (1998): temporele ordening (het onthouden van sequentiële informatie) en mentale verbeelding (onthouden van de aan te duiden blokken). De onderzoeksmethodiek in dit experiment was dezelfde zoals in experiment 1 en 2.

Methode

Proefpersonen

Zeventien proefpersonen (7 jongens, 10 meisjes) namen vrijwillig deel aan dit experiment. Hun leeftijd schommelde tussen 22 en 61 jaar (M = 28.15, SD = 12.00).

Apparaten

In dit experiment werd dezelfde apparatuur gebruikt zoals in het eerste experiment. In plaats van de mentale rotatie taak moesten de proefpersonen nu de Corsi blokkentaak uitvoeren. De witte blokken (2 x 2 cm) werden gepresenteerd op een blauwe achtergrond.

Design

Het design was dezelfde als in de twee voorgaande experimenten.

Procedure

De procedure van dit experiment is op een zelfde manier opgebouwd zoals de vorige twee experimenten, behalve dat in plaats van de mentale rotatietaak de Corsi blokkentaak werd afgenomen. De proefpersonen starten dit experiment eveneens met een oefensessie die op dezelfde manier was opgebouwd als in de experimentele conditie.

De Corsi blokkentaak start met het verschijnen van 9 witgekleurde vierkanten op een blauwe achtergrond. Daarna worden door het computerprogramma achtereenvolgens op een at random wijze verschillende vierkanten aangewezen met een snelheid van één vierkant per seconde. De proefpersoon moet de padsequens in de juiste volgorde onthouden. De aanwijzing gebeurt door een vierkant even niet meer te projecteren op het scherm. Bij het horen van een lage toon moet de proefpersoon met de muis het getoonde padsequens op het computerscherm herhalen. Bij het drukken op de spatiebalk geeft de proefpersoon aan dat hij of zij het volledige antwoord heeft ingegeven. Als de proefpersoon vervolgens nog eens op de spatiebalk drukt wordt de volgende oefening gestart. De Corsi blokkentaak startte met twee oefentrials van 3 getoonde vierkanten. Daarna werden telkens drie padsequensen getoond van 3, 4, 5, 6, 7 en als laatste 8 vierkanten. Er werden twee soorten accuraatheidscores geanalyseerd. Enerzijds een accuraatheidsmeting die enkel rekening hield met het aantal fouten per conditie en anderzijds een accuraatheidsmeting die naast het aantal fouten ook rekening hield met de ingegeven volgorde in de foute trials.

Resultaten

Analyse van de accuraatheidsmetingen

In een GLM repeated measures analyse werd de eerste accuraatheidsmeting (het aantal foute trials) geanalyseerd met conditie als within-subjects variabele en volgorde als between-subjects variabele. Beide hoofdeffecten waren niet significant (F<1 voor conditie; F[1,15]=2.74, p=0.119 voor volgorde). De interactie tussen conditie en volgorde was niet significant (F[1,15]=2.17, p=0.161).

De tweede accuraatheidsmeting hield eveneens rekening met de door de proefpersonen ingegeven volgorde van de vierkanten. De berekening van deze scores gebeurde als volgt (Szmalec, Vandierendonck & Kemps, submitted). Ten eerste werd de kwaliteit van de rangvolgorde nagegaan door de orde van de gepresenteerde vierkanten te vergelijken met de orde van de herinnerde vierkanten. Hiervoor kreeg iedere trial een waarde van Kendall’s Tau. Deze lag tussen +1 (voor een complete overeenstemming tussen de ingegeven en de ware oplossing) en –1 (voor een totaal verschillende oplossing). Om afgezwakte reeksen te vermijden werd Kendall’s Tau onderworpen aan een arcsinus transformatie. Daarna werd Tau lineair getransformeerd volgens de formule ([(arcsinus+BOOGSIN(1))/(BOOGSIN(1)+BOOGSIN(1)]) met als doel een waarde te bekomen die tussen 0 en 1 ligt. Dit was nodig om vervolgens deze waarde te vermenigvuldigen met het aantal percentage correct herinnerde vierkanten (aantal herinnerde vierkanten / aantal aangeboden vierkanten). Op deze manier wordt een accuraatheidswaarde bekomen die enerzijds gevoelig is voor de kwaliteit van het rangschikken van de vierkanten en anderzijds voor het aantal juist herinnerde vierkanten. In een GLM repeated measures analyse werden de bekomen percentages van de accuraatheidsmeting geanalyseerd met conditie als within-subjects variabele en volgorde als between-subjects variabele. De hoofdeffecten van conditie (F<1) en volgorde (F[1,15]=1.92, p=0.19) waren niet significant. De gemiddelde (Gem) en standaarddeviaties (SD) van beide accuraatheidsmetingen worden weergegeven in Tabel 5.

Beide accuraatheidsmetingen toonden aan dat de proefpersonen even goed scoorden op de Corsi blokkentaak na het horen van het muziekstuk van Bartok of na het zitten in stilte. Daarnaast wijzen de niet significante interacties tussen conditie en volgorde er op dat er in dit experiment geen leereffect plaatsvindt.

Analyse van de gemoedstoestand

Zowel de gemiddelde scores (Gem) en de standaarddeviaties (SD) op de PANAS-schalen als de geregistreerde hartslagen worden weergegeven in Tabel 6.

In de GLM repeated measures analyse wordt volgorde opgenomen als between-subjects variabele terwijl conditie en moment fungeren als within-subjects variabelen. Er trad geen enkel hoofdeffect op (F[1,15]=1.05,    p=0.321 voor conditie; F[1,15]=1.86, p=0.193 voor moment; F<1 voor volgorde). De proefpersonen waren in beide condities in dezelfde gemoedsstemming. Daarnaast trad er een significante interactie op tussen conditie en moment (F[1,15]=4.84, p<0.05).

Een planned comparisons analyse toont hierbij dat de proefpersonen zich na het beluisteren van het muziekstuk (F[1,15]=5.16, p<0.05) minder positief voelen dan na het zitten in stilte (F<1).

Hartslaganalyse

Met een GLM repeated measures analyse worden de gemiddelde hartslagen geanalyseerd met volgorde als between-subjects variabele en conditie en moment als within-subjects variabelen. Het hoofdeffect van conditie was niet significant (F[1,15]= 2.54, p=0.132]. De gemiddelde hartslagen waren in beide condities ongeveer dezelfde. Ook de hoofdeffecten van volgorde (F<1) en moment (F[1,15]=2.21, p=0.158) waren niet significant. De interactie tussen conditie en moment was niet significant (F<1). Een planned comparisons analyse toonde hier bij aan dat de hartslag niet voldoende genoeg stijgt (F[1,15]=1.40, p=0.255) na het horen van het muziekstuk van Bartok (zie Figuur 18).

Ook in de stilte conditie blijft de hartslag voor en na het luisteren naar stilte nagenoeg dezelfde (F<1). De interactie tussen volgorde en conditie was wel significant (F[1,15]=14.98, p<0.01). De interacties tussen volgorde en moment (F<1) en conditie en moment (F<1) waren niet significant. Ook de driewegsinteractie tussen conditie, moment en volgorde was niet significant (F<1).

Uitzuiveren van de gemoedscores

De individuele verschillen van de gemoedsstemming en het arousalniveau werden statistisch gecontroleerd in twee repeated measures analyses of covariance (gecorrigeerd voor meerdere tests) om na te gaan of het Mozart-effect hierbij zou verdwijnen. In de eerste analyse werd de eerste accuraatheidsmeting (conditie) als within-subjects variabele opgenomen, terwijl volgorde werd opgenomen als een between-subjects variabele. In de tweede analyse werd in plaats van de eerste accuraatheidsmeting de tweede accuraatheidsmeting opgenomen als within-subjects variabel. Zoals in het eerste experiment werden op dezelfde manier twee dummievariabelen aangemaakt: het gemoed (panas) en het arousalniveau (hart). In beide analyses waren alle hoofdeffecten (F<1 voor conditie; volgorde; panas; en hart) niet significant. Ook geen enkele significantie was significant (F<1 voor conditie x volgorde, conditie x panas, en conditie x hartslag, volgorde x panas, volgorde x hartslag, en panas x hartslag).

Discussie

Dit experiment onderzocht de hypothese opgesteld vanuit het symmetriemodel die zegt dat proefpersonen niet beter presteren op asymmetrische taken na het beluisteren van een symmetrisch muziekstuk. De experimentele onderzoeksmethode is opnieuw dezelfde als in experiment 1 met het verschil dat in plaats van de mentale rotatietaak een asymmetrisch spatiaal temporele taak werd gehanteerd: de Corsi blokkentaak. Dit experiment vond zoals verwacht geen Mozart-effect. De voorspellingen geformuleerd door Rauscher en Shaw (1998) verwachtten in tegenstelling tot het symmetriemodel wel een Mozart-effect. Ten eerste bevat het gehanteerde muziekstuk een complexe structuur, ten tweede bevat de Corsi blokken taak een spatiaal en temporeel karakter en ten derde is het onderzoeksmethodiek een post-design. Daarnaast stroken de 4 opgestelde hypothesen van de gemoedstoestandhypothese wel met de resultaten van dit experiment. Enerzijds was de hartslag niet verschillend tussen de twee luistercondities en bleef ze ook dezelfde voor en na een luisterconditie. Daarnaast was de gemoedsstemming tussen de condities dezelfde terwijl de gemoedsstemming daalde na het beluisteren van het muziekstuk van Bartok. 

Algemene discussie

Deze studie had als doelstelling het Mozart-effect te verklaren vanuit een nieuwe invalshoek, met name deze van symmetrie. Meer specifiek voorspelt het symmetriemodel dat het Mozart-effect enkel verschijnt indien het aangeboden muziekstuk en de gehanteerde spatiaal temporele taak een symmetrisch aspect bevatten. In een eerste experiment werd deze stelling onderzocht met het symmetrisch bevonden muziekstuk “Music for strings, percussion and celeste” van Bela Bartok (Solomon, 2000) en de symmetrisch spatiaal temporele taak “de mentale rotatietaak”. De proefpersonen presteerden zoals verwacht beter na het beluisteren van het muziekstuk in vergelijking met het zitten in stilte. Het verschijnen van dit Mozart-effect strookte daarentegen niet met de gemoedstoestandhypothese van Chabris (1999). Deze hypothese werd geoperationaliseerd in vier concrete voorspellingen. Ten eerste werd er een onderscheid gemaakt tussen de analyse van de metingen voor en na de luisterconditie enerzijds en de analyse van de metingen tussen de twee luistercondities anderzijds. Ten tweede werd de gemoedstoestand geoperationaliseerd in twee factoren: de gemoedsstemming werd gemeten door de PANAS vragenslijst en het arousalniveau werd gemeten door de hartslag. De hypothesen met betrekking tot de eerste meting “voor en na de luisterconditie” verwachten een Mozart-effect indien er een (a1) positievere gemoedsstemming en een (a2) hoger arousalniveau is na het beluisteren van het muziekstuk in vergelijking met het zitten in stilte. De hypothesen met betrekking tot de tweede meting “tussen de luistercondities” verwachten dat het optreden van een Mozart-effect het gevolg is van een (b1) positievere optredende gemoedsstemming en een (b2) hoger arousalniveau in de muziekconditie. Slechts de vaststelling dat hartslag van de proefpersonen hoger was na het beluisteren van het muziekstuk dan na het zitten in stilte (a2) was in overeenstemming met de gemoedstoestandhypothese. Daarnaast werden in een bijkomende analyse de gemoedsstemmingsscores en de hartslagscores uitgezuiverd. Thompson et al. (2001) toonden in hun experiment immers aan dat het Mozart-effect verdween indien de gemoedstoestandscores uitgepartialiseerd werden. Toch bleef het Mozart-effect ondanks een dergelijke analyse in dit experiment bestaan. Een bijkomende vaststelling betreft het feit dat de gemoedsstemmingscores in de muziekconditie negatiever waren dan in de stilte conditie. In het experiment van Thompson et al. gold net het tegenovergestelde. Hierbij concluderen we dat het Mozart-effect naast de aangename muziekstukken (zoals bijvoorbeeld Mozart’s sonate K.448) ook kan uitgelokt worden door minder plezierige composities (zoals bijvoorbeeld deze van Bartok).

De resultaten van dit eerste experiment moedigden ons aan de stelling van het symmetriemodel in twee vervolgexperimenten verder te onderzoeken. Het model spreekt over de noodzakelijke voorwaarden en niet over voldoende voorwaarden van symmetrie in het muziekstuk en de spatiaal temporele taak die nodig zijn om een Mozart-effect op te wekken. In een tweede experiment werd in plaats van het muziekstuk van Bartok de asymmetrische compositie “Colony” van Gary Lee Nelson afgespeeld, terwijl de symmetrische taak (de mentale rotatie taak) dezelfde bleef. Zoals verwacht vanuit het symmetriemodel trad in dit experiment geen Mozart-effect op. De resultaten waren ook in overeenstemming met drie van de vier gemoedstoestandhypothesen (a1, b1 en b2). Enkel de vaststelling dat de hartslag hoger was na het beluisteren van het muziekstuk in vergelijking met het zitten in stilte (a2) verwachtte wel een Mozart-effect en was dus niet in lijn met de gemoedstoestandhypothese. Vervolgens werd in een derde experiment nagegaan of proefpersonen beter presteerden op een asymmetrisch spatiale taak (de Corsi blokkentaak) na het beluisteren van een symmetrisch muziekstuk (“Music for strings, percussion and celeste” van Bartok). De resultaten waren opnieuw in overeenstemming met de predicties van het symmetriemodel. De analyses van de twee verschillende accuraatheidsmetingen (waaronder één meting die naast het aantal fouten ook rekening hield met de volgorde van de blokken die werden ingegeven) toonden aan dat proefpersonen niet beter presteerden op de Corsi blokkentaak na het beluisteren van Bartok’s compositie in vergelijking met het zitten in stilte. De gemeten gemoedstoestandscores waren in dit experiment volledig in overeenstemming met de vier gemoedstoestandhypothesen (a1, a2, b1 en b2).

            We concluderen dat de basishypothese van het symmetriemodel in deze drie experimenten werd bevestigd. Symmetrie in het muziekstuk en in de spatiaal temporele taak lijkt inderdaad een noodzakelijke voorwaarde om een Mozart-effect uit te lokken. De predicties van Rauscher en Shaw (1998) aan de andere kant voorspelden een effect in het eerste (symmetrisch muziekstuk, symmetrische taak), maar ook in het derde experiment (symmetrisch muziekstuk, asymmetrische taak). Daarnaast voorspelden ze geen effect in het tweede experiment (asymmetrisch muziekstuk, symmetrische taak) omdat dit muziekstuk geen complexe structuur bevat zoals de sonate van Mozart. Enkel de resultaten van het derde experiment, die geen Mozart-effect met zich meebracht, waren niet in overeenstemming met hun predicties. Met betrekking tot de gemoedstoestandhypothese stellen we vast dat geen enkel van de opgestelde hypothesen een goede predictor is om het al dan niet verschijnen van een Mozart-effect te voorspellen. Terwijl bijvoorbeeld de hartslag van de proefpersonen hoger is na het beluisteren van een muziekstuk in experiment 1 en hier bij op een juiste manier een Mozart-effect voorspelt, kan hetzelfde niet gezegd in experiment 2. Opnieuw was de hartslag in experiment 2 hoger na het beluisteren van het muziekstuk, maar hier werd geen Mozart-effect gevonden. Dezelfde incongruentie vinden we ook terug bij de drie andere hypothesen. Daarbij toont, zoals hierboven al vermeld, dat een analyse die de gemoedsstemming en het arousalniveau uitzuivert, dat de gemoedstoestand niet medebepalend is in het verschijnen van het Mozart-effect.

Conclusie

Het symmetriemodel lijkt een waardig verklaringsmodel voor het Mozart-effect omdat ze naast de resultaten van deze drie experimenten tevens in lijn is met de meeste belangrijkste Mozart studies (e.g. De Baene, 2000; Carstens et al., 1995; McKelvie & Low, 2002; Nantais, 1997; Nantais & Schellenberg, 1999; Newman et al., 1995; Rauscher et al., 1993; Rauscher et al., 1995; Rideout & Laubach, 1996; Rideout et al., 1997; Rideout et al., 1998;  Steele et al., 1997; Stough et al., 1994; Thompson et al., 2001). Toch verklaart het model niet waarom Wilson en Brown (1997) wel een Mozart-effect vonden met de paper and pencil mazetaak en ook niet waarom twee studies van Steele et al. (1999a, 1999b) geen Mozart-effect vonden met de PF/C taak. Deze open vraag mag samen met de onderzoeksbevindingen uit deze drie experimenten als inspiratie dienen tot nieuwe onderzoeksvoorstellen…

Literatuurlijst

• Bartok B., (1987). Music for strings, percussion and celeste [Recorded by Hirons C. & Menuhin Y.] Andante tranquillo [CD]. Nimbus Records.

• Benidict R.H.B., Dobraski M. & Goldstein M.Z. (1999). A premilinary study of the association between changes in mood and cognition in a mixed geriatric psychiatry sample. Journal of Gerontology, 54B (2): 94-99.

• Berch D.B., Krikorian, R., & Huhu, E.M. (1998). The Corsi-Block-Tapping task: Methodological and theoretical considerations. Brain and Cognition, 38, 317-338.

• Betthel-Fox, C.E. & Shepard, R.N. (1988). Mental rotation. Effects of stimulus complexity and familiarity. Journal of Experimental Psychology Human Perception andPerformance, 14 (1), 12-23.

• Blasdel, G.C., & Salama, G. (1986). Voltage sensitive dyes reveal a modular organization in mankey striate cortex. Nature, 321, 579-585.

• Bonhoeffer, T. & Grinvald, A. (1991). Iso-orientation domains in cat visual cortex arranged in pinwheel-like patterns. Nature, 353, 429-431.

• Carstens, C.B., Huskins, E. & Hounshell, G. W. (1995). Listening to Mozart may not enhance performance on the revised Minnesota Paper Form board Test., Psychological Reports, 77, 111-114.

• Chabris, C.F. (1999). Prelude or requiem for the “Mozart-effect”? Nature 400, 826-827.

• Ditunno, P.L., & Mann, V.A. (1990). Right hemisphere specialization for mental rotation in normals and brain damaged subjects. Cortex, 26, 177-188.

• De Baene, W. (2000). Berust het Mozart-effect op de activatie van spatiale representaties?

• Thesis in het kader van het opleidingsniveau experimentele theoretische psychologie. Prof. Dr. Vandierendonck. Universiteit Gent.

• Freeman R.D. (2003). Cortical colums: a multiparameter examination. Cerebral cortex, 13(1),70-72.

• Heller, W., & Nitschke, J.B. (1997). Regional brain activity in emotion: a framework for understanding cognition in depression. Cognition and Emotion, 11, 637-661.

• Isen, A. M. (1999). Positive affect. In T. Dalgleish & M. Power (Eds.), The Handbook of  Cognition and Emotion (521-539). London: Wiley.

• Leng, X., & Shaw, G.L. (1991). Toward a neural theory of higher brain function using music as a window. Concepts in Neuroscience, 2, 229-258.

• McCutcheon, L.E. (2000). Another failure to generalize the Mozart effect. Psychological Reports, 87, 325-330.µ

• McKelvie, P. & Low J. (2002). Listening to Mozart does not improve children’s spatial ability: Final curtains for the Mozart effect. British Journal of Developmental Psychology, 20, 241-258.

• McGrann, J.V. Shaw, G.L., Shenoy, K.V., Leng, X. & Mathews, R.B. (1994). Computation by symmetry operations in a structured model of the brain. Physical Review, E 49, 5830-5839.

• Mountcastle, V.B. (1978). An organizing principle for cerebral function. Edellman, G.M., Mountcastle, V.B. (Eds). The Mindful Brain, Cambridge, MA: MIT.

• Mountcastle, V.B. (1997). The columnar organization of the neocortex. Brain 120, 701-722.

• Nantais, K.M. (1997). Spatial-temporal skills and exposure to music, is there an effect, and if so, why? Unpublished master’s thesis. University of Windsor, Windsor, Canada.

• Nantais, K.M, & Schellenberg E.G. (1999). The Mozart effect: An artifact of preference. Psychological Science, 10(4), 370-373.

• NBC News (Producer). (1994, September 1). Dateline NBC. Livingstone, NJ: Burrele’s Information Services.

• Nelson G.L. (1994). Colony. Available: http://timara.con.oberlin.edu/~gnelson/mp3s/FullLengthMP3/Colony.mp3

• Newman, J. Rosenbach, J.H, Burns, K.L., Latimer, B.C., Matocha, H.R. & Rosentahal Voght,(1995). An experimental test of “the Mozart effect”: Does listening to his musicimprove spatial ability. Perceptual and Motor Skills, 81, 1379-1387.

• Rauscher, F. H. & Shaw, G. L. (1998), Key components of the Mozart effect, Perceptual an

• Motor skills, 86 : 835-841.

• Rauscher, F.H., Shaw, G.L. & Ky, K.N. (1993). Music and spatial task performance. Nature,365, 611.

• Rauscher, J. H., Shaw, G. L. & Ky, K. N. (1995). Listening to Mozart enhances spatial-temporal reasoning: towards a neurophysiological basis. Neuroscience Letters, 185,44-47.

• Rideout, B.E., Doughtery, S., & Wernert, L. (1998). Effects of music on spatial performance:A test of generality. Perceptual and Motor Skills, 86, 512-514.

• Rideout, B.E. & Taylor, J. (1997). Enhanced spatial performance  following 10 minutes exposure to music: a replication. PerceptualandMotor Skills, 85, 112-114.

• Rideout, B.E. & Laubach, C.M. (1996). EEG correlates of enhanced spatial performancefollowing exposure to music. Perceptual and Motor Skills, 82, 427-432.

• Robbertson, I.H., Mattingley, J.B., Rorden C. & Driver, J., (1998). Phasic alerting of neglect patients overcomes their spatial deficit in visual awareness. Nature, 395, 169-172.

• Szmalec, A., Vandierendonck, A., Kemps, E. (submitted). Response selection as a component  of executive control.

• Shaw, G.L (2000). Keeping Mozart in mind. Academic Press. San Diego, CA.

• Shaw, G.L., Silverman, D.J. & Pearson, J.C. (1985). Model of cortical organizationembodying a basis for a theory of information processing and memory recall. Proc.Natl. Acad. Sci. USA 82, 2364-2368.

• Solomon L.J. (2000). Symmetry as a compositional determinant. Available:http://wc.pima.edu/%7Elsolomon/diss.htm

• Steele, K. M., Bass, K. E. & Crook, M. D. (1999). The mystery of the Mozart effect: failure toreplicate. Psychological Science, 10, 366-369.

• Steele, K.M., Ball, T.N., & Runk, R. (1997). Listening to Mozart does not enhance backwardsdigit span performance. Perceptual and Motor Skills, 84, 1197-1184.

• Steele, K.M., Brown, J.D. & Stoecker, J.A. (1999). Failure to confirm the Rauscher and Shawdescription of recovery of the Mozart effect. Percepual and Motor Skills, 88, 843-848.

• Steele, K.M, Dalla-Bella, S., Peretz I. , Dunlop T., Dawe L.A., Humphrey, G.K, Shannon,

• R.A, Kirby Jr., J.L. & Olmstead C.G (1999). Prelude or reauiem for the “Mozart effect”? Nature, 1999, 826-828.

• Stough, C., Kerkin, B, Bates, T. & Mangan, G. (1994). Music and spatial IQ. Personality and individual differences, 17, 695.

• Thompson, W.F., Schellenberg, E.G., & Husain, G. (2001). Arousal, mood, and the Mozart effect. Psychological Science, 12, 248-251.

• Watson, D., Clark L.A., Tellegen, A. (1988). Development and validation of brief measures of positive and negative affect: The PANAS scales. Journal of Personality and Social Psychology, 54(6), 103-1070).

• Wilson T.L., Brown T.L. (1997). Reexamination of the effect of Mozart’s music on spatial-task performance. The Journal of Psychology, 13(4), 365-370.

• Wyer, R.S, Jr. & Scrull, T.K (1989). Memory and cognition in its social context. Hillsdale,  NJ: Erlbaum.

Bijlagen

Bijlage 1 : Een voorbeeld van één van de vier versies van de Nederlandstalige                  gemoedstoestandvragenlijst van de PANAS.

Bijlage 2 : De items uit de mentale rotatie taak.