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.