CGT voor angststoornissen: De invloed van de therapeutische band en
feedback op de behandeleffectiviteit
Master Orthopedagogiek
2017-2018
Masterscriptie Orthopedagogiek
Pedagogische en Onderwijskundige Wetenschappen Universiteit van Amsterdam
Student: J. E. Stephens (10439153) Begeleiding: mw. dr. F.J.A. van Steensel Tweede beoordelaar: mw. G.E. Telman MSc
Abstract
Objective: The current study explored if Feedback Informed Treatment (FIT) effects the degree to which the therapeutic bond (a component of the therapeutic alliance) predicts treatment outcome of Cognitive Behavioral Therapy (CBT) for youth anxiety. Furthermore, the effect of discrepancies in ratings of the therapeutic bond between therapists and clients on treatment outcome was explored. Method: Children aged 8-18 years (N = 80; Mage = 10.9; SD = 2.57) received CBT. Treatment outcome was measured by change in anxiety symptoms (SCARED-NL), reported by the father, mother and child separately, and an interference rating for anxiety diagnosis (SCID-junior). Repeated Measures ANCOVA’s were conducted.
Results: Counter to expectations, a positive correlation between the therapeutic bond and anxiety symptoms was found at the start of the treatment and at the follow-up, according to the mother’s reports only. Therapeutic bond, FIT or rating discrepancies between clients and therapists were not associated with treatment outcome. Evidence for overall treatment
effectiveness was found. Conclusions: This study shows a precarious effect of the therapeutic bond on treatment outcome. It is recommended that future research includes the other
components of the therapeutic alliance as well.
Keywords: child and adolescent anxiety, therapeutic bond, feedback, cognitive-behavioral therapy, treatment outcome
Samenvatting
Vraagstelling: In de huidige studie is onderzocht of Feedback Informed Treatment (FIT) invloed heeft op de mate waarin de therapeutische band (een onderdeel van de therapeutische alliantie) de behandeleffectiviteit van Cognitieve Gedragstherapie (CGT) voor
angststoornissen bij jeugdigen voorspelt. Ook werd onderzocht of een discrepantie in de beoordeling van de therapeutische band tussen cliënt en therapeut de behandeleffectiviteit beïnvloedt. Methode: Kinderen en jongeren tussen de 8-18 jaar (N = 80, Mleeftijd = 10.9 ; SD = 2.57) werden behandeld met CGT. De behandeleffectiviteit werd gemeten door de
verandering in angstsymptomen (SCARED-NL), gerapporteerd door vader, moeder en kind apart en een interferentiescore voor angstdiagnoses (SCID-junior). De vraagstelling werd onderzocht aan de hand van Repeated Measures ANCOVA’s. Resultaten: In tegenstelling tot de verwachtingen werd een positieve samenhang gevonden tussen de therapeutische band en angstsymptomen in het begin van de behandeling en bij de follow-up, volgens de rapportages van moeder. De therapeutische band, FIT, of discrepanties in beoordeling tussen cliënt en therapeut waren niet geassocieerd met de behandeleffectiviteit. Conclusies: Met dit onderzoek is een precair effect gevonden van de therapeutische band op de
behandeleffectiviteit. Toekomstig onderzoek kan zich tevens richten op de andere elementen van de therapeutische alliantie.
Trefwoorden: angststoornissen, kinderen en adolescenten, therapeutische band, feedback, cognitieve gedragstherapie, behandeleffectiviteit
Inhoudsopgave
Abstract 2
Samenvatting 3
Inleiding 5
Probleemstelling, onderzoeksvragen en hypothesen 9 Methode Onderzoeksdesign 10 Participanten 11 Procedure 11 Instrumenten 12 Data analyse 14 Resultaten Dataverwerking en assumpties 15 Beschrijvende statistieken 16
Therapeutische band, feedback en behandeleffectiviteit 17 Discrepanties therapeutische band en behandeleffectiviteit 23
Discussie 24
Therapeutische band en behandeleffectiviteit 24
Feedback Informed Treatment (FIT) 25
Discrepantie beoordeling therapeutische band en behandeleffectiviteit 26
Sterke kanten, beperkingen en aanbevelingen 27
Conclusies en implicaties 29
Referenties 30
Bijlagen
Inleiding
Angststoornissen behoren tot de meest voorkomende psychische stoornissen onder kinderen en adolescenten (Connolly & Bernstein, 2007). Uit de meta-analyse van Polanczyk en collega’s (2015) blijkt dat de wereldwijde prevalentie van angststoornissen voor kinderen en adolescenten 6.5% is (95% betrouwbaarheidsinterval 4.7% - 9.1%). Hoewel sommige angsten functioneel en passend bij de leeftijd kunnen zijn, hebben klinische niveaus van angst een negatief effect op het alledaags functioneren van een kind (Seligman & Ollendick, 2011). Angststoornissen kunnen namelijk een significante achteruitgang in sociaal, schools, beroeps- en gezinsfunctioneren tot gevolg hebben (Davis, May, & Whiting, 2011). Er kan sprake zijn van een verschuiving van de presentatie van angststoornissen gedurende de ontwikkeling: zo kan bijvoorbeeld tijdens de peuter- en kleutertijd separatieangst een rol spelen, waar in de pubertijd sociale angst meer op de voorgrond treedt (Craske et al., 2009). Daarnaast is de comorbiditeit tussen verschillende angststoornissen groot, evenals de comorbiditeit met andere stoornissen zoals depressie en ADHD (Kendall et al., 2010). Het vroeg vaststellen van een angststoornis en het bieden van een effectieve behandeling kan de negatieve gevolgen en de persistentie van de angststoornis in de volwassenheid tegengaan (Connolly & Bernstein, 2007).
Momenteel is de meest gebruikelijke en effectief gebleken behandeling voor
angststoornissen de Cognitieve Gedragstherapie (CGT; Butler, Chapman, Forman, & Beck, 2006; Reynolds, Wilson, Austin, & Hooper, 2012). Uit een meta-analyse van In-Albon en Schneider (2007) is gebleken dat de effectgrootte van CGT gemiddeld 0.86 was, ofwel een groot effect. Onderdelen van CGT voor angststoornissen zijn veelal psycho-educatie, emotieherkenning, cognitieve herstructurering, relaxatie en geleidelijke exposure. Hoewel protocollen van CGT voor angststoornissen onderling kunnen verschillen, blijft de algemene doelstelling dat het kind de angst leert herkennen en vaardigheden leert toepassen om angstige situaties aan te kunnen gaan (in plaats deze van te vermijden) (Rapee, Schniering, & Hudson, 2009). Follow-up studies impliceren dat het gunstige effect van CGT ook na afloop van de behandeling nog zichtbaar is en kinderen zelfs nog meer vooruitgang kunnen laten zien (Seligman & Ollendick, 2011). Echter, er blijven individuele verschillen bestaan in de effectiviteit van CGT voor angststoornissen. Het is dus van belang om te ondervinden welke factoren invloed hebben op de behandeleffectiviteit, om deze te kunnen vergroten. In de meta-analyse van Reynolds en collega’s (2012) zijn verschillende factoren gevonden die van invloed kunnen zijn op de behandeleffectiviteit. Dit zijn bijvoorbeeld kindfactoren als comorbiditeit of leeftijd en ouderfactoren als ouderlijke psychopathologie. Daarnaast zijn er
nog therapiefactoren die van invloed kunnen zijn op de behandeleffectiviteit. In het onderzoek van Van der Schaaf (2015) worden er vier therapiefactoren onderscheiden: therapeutfactoren (een invloed van 6-9%), de therapeutische alliantie (5-7%), feedback (2-4%) en het gebruikte protocol of de toegepaste techniek (1%). In het huidige onderzoek wordt verder ingezoomd op de therapeutische alliantie en feedback. Karver, Handelsman, Fields en Bickman (2006) impliceren dat de therapeutische alliantie één van de sterkste voorspellers van de
behandelresultaten is van CGT voor jeugd en volwassenen.
De therapeutische alliantie wordt gedefinieerd als de samenwerking en emotionele band tussen cliënt en therapeut (Hughes & Kendall, 2007). Het ontwikkelen van een sterke therapeutische alliantie met jeugdige cliënten kan de therapietrouw van de cliënt vergroten en daarbij ook zorgen voor minder weerstand (Karver et al., 2006; Hayes, Hope, VanDyke, & Heimberg, 2007). De onderzoeksbevindingen van het effect van de therapeutische alliantie op de behandeleffectiviteit van CGT voor angststoornissen zijn wisselend. In de meeste
onderzoeken worden aanwijzingen gevonden dat een sterkere therapeutische alliantie een positievere behandeluitkomst voorspelt bij CGT voor angstige jeugdigen (Cummings et al., 2013; Shirk & Karver, 2003). Zo lijkt een sterke alliantie tussen therapeut en cliënt van belang bij de uitvoering van exposure (Cummings et al., 2013), aangezien cliënten hierbij situaties aangaan die voor hen zeer verontrustend kunnen zijn (Seligman & Ollendick, 2011). Ook in de meta-analyse van Shirk, Karver en Brown (2011) wordt een samenhang gevonden tussen de therapeutische alliantie en behandeleffectiviteit, waarbij deze samenhang sterker blijkt te zijn voor kinderen dan voor adolescenten. Echter, in enkele onderzoeken wordt er geen (direct) effect gevonden van de therapeutische alliantie op de behandeleffectiviteit (Chu, et al., 2005; Liber et al., 2010). Chu en collega´s (2005) stellen dat de bewijskracht van deze resultaten verminderd is door methodologische beperkingen. Verschillen in
onderzoeksresultaten naar de therapeutische alliantie kunnen verklaard worden door de gekozen informant (ouder/kind/therapeut), de operationalisatie van de therapeutische alliantie (welke vragenlijst) en/of door de behandelfase(n) waarin de therapeutische alliantie gemeten wordt (Chiu, McLeod, Har, & Wood, 2009; Zandberg, Skriner, & Chu, 2015). Daarnaast is tot op heden de alliantie enkel als geheel onderzocht en is er niet naar de afzonderlijke
componenten van de therapeutische alliantie gekeken.
De therapeutische alliantie kan opgedeeld worden in drie componenten, gebaseerd op het model van Bordin (1979), namelijk de samenwerkingsrelatie (overeenstemming in taken), de affectieve band en de overeenstemming tussen cliënt-therapeut in gestelde doelen
kern-component van de therapeutische alliantie (Shirk et al., 2011). In het huidige onderzoek zal dan ook gefocust worden op de affectieve band tussen cliënt en therapeut, waar verder naar gerefereerd zal worden met het begrip therapeutische band. De therapeutische band is een voorwaarde voor alles wat in de therapie volgt (Shirk et al., 2011): een positieve emotionele band kan er namelijk voor zorgen dat het kind betekenisvol kan deelnemen aan de therapie onderdelen (Karver et al., 2006). Dit kan vooral relevant zijn voor angstige kinderen en jongeren, die veelal niet zelf het initiatief nemen tot behandeling en terughoudend kunnen zijn in het delen van gevoelens of meningen (Zandberg et al., 2015). Hierbij kan de steun,
afstemming op de cliënt en een neutrale (niet bevooroordeelde) houding van de therapeut, zoals ervaren door de cliënt, centraal staan in de therapeutische verandering van de cliënt (Shirk et al., 2011). Het vormen van een therapeutische band met veel warmte in de beginfase van de behandeling zou dan ook kunnen bijdragen aan een betekenisvolle afname van
angstsymptomen van de cliënt (Chiu et al., 2009). Echter, het precieze effect van de
therapeutische band op de behandeleffectiviteit dient nog aangetoond te worden: tot op heden is enkel onderzoek gedaan naar de therapeutische alliantie als geheel en nog niet naar de verschillende componenten afzonderlijk. Zandberg en collega’s (2015) raadden dan ook aan om nieuw onderzoek te richten op de componenten van de therapeutische alliantie los van elkaar.
Naast het specificeren van het effect van de therapeutische band als component van de alliantie, kan het ook interessant zijn om verschillende beoordelingen van de therapeutische band mee te nemen in onderzoek. In enkele studies wordt een overeenkomst (correlatie) gevonden tussen de rapportages van de therapeutische alliantie door cliënt en therapeut (Bickman et al., 2012; Creed & Kendall, 2005). Echter, in recenter onderzoek specifiek naar angststoornissen zijn discrepanties gevonden in de beoordeling van de therapeutische alliantie (Zandberg et al., 2015).Deze verschillen zijn vooral waar te nemen in vroege stadia van de therapie, waarbij de angstige jeugdigen een positievere therapeutische alliantie rapporteerden dan de therapeut. Chu en collega’s (2014) vonden daarnaast dat meer angstsymptomen van de cliënt vooraf aan de behandeling samenhangen met een lagere initiële, door de therapeut gerapporteerde, therapeutische alliantie. Therapeuten kunnen geneigd zijn om de
therapeutische alliantie te onderschatten, met name in het begin van de behandeling. Mogelijk verwarren therapeuten bepaalde angstsymptomen van cliënten voor een gebrek aan
vertrouwen. Daarnaast kunnen discrepanties in de therapeutische alliantie in latere stadia wijzen op problemen in overeenstemming tussen de therapeut en cliënt (Zandberg et al., 2015). Er zijn dus mogelijk verschillen in de beoordeling van de therapeutische alliantie door
de cliënt en de therapeut, echter moet er nog onderzocht worden of dit verschil ook specifiek voor de therapeutische band bestaat. Verder zijn er verschillende uitkomsten te vinden betreffende de invloed van discrepanties in de beoordeling van de therapeutische alliantie op de behandeleffectiviteit. In enkele onderzoeken wordt gevonden dat discrepanties in de beoordeling van de therapeutische alliantie geen negatieve invloed hebben op de
behandeluitkomst van CGT voor angststoornissen (Langhoff, Baer, Zubraegel, & Linden, 2008; Zandberg et al., 2015). Echter, in een recenter onderzoek wordt wel een effect gevonden van de mate in overeenstemming van de beoordeling. Fjermestad en collega´s (2016) vonden namelijk dat een hogere mate van overeenstemming tussen therapeut en cliënt in de beoordeling van de therapeutische alliantie samenhing met een grotere afname van klinische angstsymptomen en diagnoseverlies bij follow-up metingen. Er zijn dus mogelijk discrepanties in de beoordeling van de therapeutische band tussen cliënt en therapeut, maar het effect hiervan op de behandeleffectiviteit is nog onduidelijk.
Een andere therapiefactor die van invloed kan zijn op de behandeleffectiviteit is geroutineerde feedback. Door middel van ´Feedback Informed Treatment´ (FIT) brengt de therapeut het effect van de behandeling en de kwaliteit van de therapeutische band in kaart, door systematische en frequente metingen (van der Schaaf, 2015). Cliënten geven feedback over hun algemeen functioneren en de sessietevredenheid. Feedback over onder andere de therapeutische alliantie, cliënt motivatie en sociale steun bieden de therapeut handvatten voor de omgang met cliënten die onvoldoende vooruitgang tonen en voor het verdere
behandelproces (Janse, De Jong, Van Dijk, Hutschemaekers, & Verbraak, 2016). Het bespreken van de feedback met de cliënt is hierbij van belang, omdat gebleken is dat het uitblijven van verbetering in het beginstadium van de therapie kan leiden tot een
niet-succesvolle behandeling. FIT geeft de cliënt de mogelijkheid om invloed uit te oefenen op de therapie, door aan te geven wat hij/zij nodig denkt te hebben om de therapeutische alliantie en het therapeutische proces te verbeteren (van der Schaaf, 2015). Als het de therapeut lukt om aan deze behoeften tegemoet te komen, kan de behandeling effectiever worden en kan de cliënt meer betrokkenheid voelen. Door het inzetten van feedback is het voor de therapeut namelijk makkelijker om een optimale therapeutische alliantie met de cliënt te vormen en deze in stand te houden (Van der Sluijs, 2008). Het precieze effect van FIT op de
therapeutische band is nog niet onderzocht. Ook onderzoek naar het effect van FIT op de behandeleffectiviteit, specifiek voor kinderen en jongeren met een angststoornis, is schaars. Uit enkele studies naar het effect van FIT voor volwassenen is gebleken dat participanten met een angststoornis waarbij FIT werd toegepast betere behandelresultaten hadden dan
participanten zonder FIT (Janse et al., 2016; Murphy, Rashleigh, & Timulak, 2012). Daarnaast ondersteunt het onderzoek van Bickman en collega’s (2011) het gebruik van feedbacksystemen in de behandeling van psychopathologie bij jeugdigen. Zij vonden dat jongeren die behandeld werden door een therapeut die wekelijkse feedback ontving, sneller verbeterden dan jongeren die behandeld werden zonder het gebruik van FIT. Echter, er is nog geen effect van FIT aangetoond bij kinderen jonger dan 10 jaar en meer onderzoek naar het effect van FIT op de behandeling van angststoornissen bij kinderen en jongeren is nodig (Tam & Ronan, 2017).
Probleemstelling, onderzoeksvragen en hypothesen
Al met al is CGT effectief gebleken in het verminderen van angstsymptomen, echter een deel van de kinderen en adolescenten met een angststoornis verbetert niet met behulp van deze behandelvorm (Hayes et al., 2007). Een mogelijkheid om de effectiviteit van
angstbehandelingen te verbeteren, kan gevonden worden in FIT. Met behulp van FIT krijgt de therapeut meer inzicht in de cliëntbeleving van de therapie (Scholte, 2017). Specifiek kan hierbij gefocust worden op de therapeutische band. Het vormen van een positieve emotionele band kan ervoor zorgen dat het kind betekenisvol kan deelnemen aan de therapie onderdelen, met name angstige kinderen (Shirk et al., 2011). Meer inzicht in de therapeutische band (en de overeenstemming in beoordeling hiervan tussen cliënt en therapeut) kan nieuwe perspectieven bieden op waarom CGT niet voor alle individuen werkzaam is. Daarbij is het interessant om te zien of FIT de therapeutische band kan bevorderen en zo ook de behandeleffectiviteit.
Het huidige onderzoek richt zich op de vraag of FIT invloed heeft op de mate waarin de therapeutische band de behandeleffectiviteit van CGT voor angststoornissen bij jeugdigen voorspelt. Allereerst wordt onderzocht of de therapeutische band de behandeleffectiviteit voorspelt. Verwacht wordt dat een positievere therapeutische band samengaat met een hogere behandeleffectiviteit, dus een afname van angstsymptomen (Cummings et al., 2013;Hughes & Kendall, 2007). Daarbij is de verwachting dat de CGT behandeling effectief is (Albon & Schneider, 2007). Vervolgens zal onderzocht worden of FIT de relatie tussen de
therapeutische band en de behandeleffectiviteit beïnvloedt. Verwacht wordt dat het toepassen van FIT samenhangt met een sterkere therapeutische band (Van der Sluijs, 2008) en een betere behandeluitkomst (Janse et al., 2016; Murphy et al., 2012). Tot slot zal er gekeken worden of er een verschil bestaat in de beoordeling van de therapeutische band door het kind en door de therapeut, en of dit verschil van invloed is op de behandeleffectiviteit. Op basis van de literatuur wordt verwacht dat er sprake is van een discrepantie in de beoordeling van de therapeutische band, waarbij het kind een positievere therapeutische band rapporteert dan
de therapeut (Zandberg et al., 2015).Vanwege de schaarste aan eerder onderzoek en tegenstrijdige resultaten wordt het effect van deze discrepanties op de behandeleffectiviteit exploratief onderzocht.
Methode
Onderzoeksdesign
Deze studie betreft een longitudinaal, gerandomiseerd onderzoek met controlegroep (RCT), volgens een mixed within-between design. Anders geformuleerd is het een studie met verschillende meetmomenten van de angstproblemen van het kind (within) en een random toewijzing aan een conditie (between). Er waren twee condities: de reguliere conditie en de feedback conditie. In de reguliere conditie ontving de behandelaar geen feedback over het welbevinden en de tevredenheid van de cliënt over de sessie, in de feedback conditie ontving de behandelaar wel feedback na elke sessie en werd deze feedback besproken met de cliënt. In het huidige onderzoek waren er vier meetmomenten: voorafgaand aan de behandeling
(voormeting, T1), na vijf weken (tussenmeting, T2), na afloop van de behandeling (nameting, T3) en tien weken na afloop van de behandeling (follow up, T4).
De behandeleffectiviteit is bepaald aan de hand van de afname van angstklachten van de participanten. Angststoornissen en angstsymptomen van de participanten zijn gemeten via een online vragenlijst en een telefonisch interview tijdens alle meetmomenten. Feedback over de tevredenheid met de sessie en over het algemeen functioneren werd door de cliënten en ouders na elke sessie gegeven. Deze feedback werd gegeven aan de hand van een korte online vragenlijst, bestaande uit de Outcome Rating Scale (ORS) en de Session Rating Scale (SRS). De ORS bestaat uit vier items over het welbevinden, gemeten met de schalen individueel, interpersoonlijk, maatschappelijk en algeheel (ORS; Miller, Duncan, Brown, Sparks, & Claud, 2003). Aan de hand van de SRS werd de tevredenheid over de sessie gemeten. Deze vragenlijst bestaat uit vier items over het behandelcontact, specifiek over de volgende
onderwerpen: relatie/contact, doelen en onderwerpen, aanpak en/of werkwijze en de algehele behandelsessie (Duncan et al., 2003). De uitkomsten van de ORS en SRS zijn in de huidige studie niet meegenomen in de data-analyse, feedback is slechts opgenomen als factor (wel of geen feedback conditie). Tot slot is de therapeutische band gemeten aan de hand van
vragenlijsten ingevuld door kind, ouders en therapeut. Deze vragenlijsten zijn halverwege de behandeling (T2) en na afloop van de behandeling afgenomen (T3) bij het kind en de ouders, bij de therapeut enkel na afloop van de behandeling. Aanvullend hebben onafhankelijke codeurs de therapeutische band voor elke sessie beoordeeld.
Participanten
Participanten van huidig onderzoek waren 115 kinderen en jongeren (52.2% meisjes) met angstklachten van 8 tot 18 jaar (M = 11.15; SD = 2.53) en hun ouders. Echter, de
benodigde data was niet bij alle participanten compleet, wat heeft geleid tot het uitsluiten van 35 participanten uit het onderzoek. De uiteindelijke steekproef bestaat uit 80 kinderen en jongeren (50.0% meisjes) van 8 tot 18 jaar (M = 10.9; SD = 2.57). Daarnaast deden 68 vaders tussen de 34 en 69 jaar (M = 46.46; SD = 5.94) en 78 moeders tussen de 34 en 55 jaar (M = 43.49; SD = 4.70) mee aan het onderzoek. Bij het overgrote deel van de kinderen namen beide ouders deel aan het onderzoek (81.3%). De meeste deelnemende ouders zijn hoger opgeleid (HBO-WO: vaders: 60.7%, moeders: 53.5%) en van Nederlandse afkomst (vaders: 96.5, moeders 91.8%). Het merendeel van de deelnemende kinderen werd behandeld binnen de specialistische GGZ (66.1%). Het aantal therapiesessies varieerde van drie tot 26 (M = 10.37; SD = 4.72). Bij alle deelnemende kinderen was bij de voormeting (T1) een primaire
angststoornis vastgesteld: een separatie angststoornis (14.1%), selectief mutisme (1.3%), sociale angststoornis (26.9%), paniekstoornis (2.6%), gegeneraliseerde angststoornis (32.1%) of specifieke fobie (23.1%). Bij 80.0% van de kinderen was er sprake van comorbiditeit met een andere (angst)stoornis. De kinderen zijn willekeurig toegewezen aan de reguliere conditie (53.8%) of de feedbackconditie (46.3%).
Procedure
Kinderen die met angstklachten zijn doorverwezen naar verschillende (specialistische of basis) GGZ instellingen in Nederland zijn geïncludeerd in huidige studie, samen met hun ouders. Bij de zorginstellingen werd bepaald of de angstbehandeling passend was voor het aangemelde kind en deelname aan huidig onderzoek was vervolgens vrijwillig. De
participanten konden gedurende het onderzoek op elk moment besluiten om toch niet meer mee te werken. Gezinnen die aan het volledige onderzoek hebben meegewerkt, hebben een VVV-bon van 20 euro ontvangen als dank voor deelname. Inclusiecriteria voor de
participanten betroffen voldoende beheersing van de Nederlandse taal en ten minste één aan het onderzoek deelnemende ouder. Er waren geen exclusiecriteria voor de deelnemende participanten, zoals comorbiditeit of type angststoornis, aangezien variatie en heterogeniteit van deelnemers wenselijk is. Dit gold ook voor de therapeuten (opleidingsachtergrond) en voor de deelnemende instellingen (basis of specialistische GGZ, jeugdhulpverlening). De kinderen en hun ouders hebben van tevoren een informed consent formulier ingevuld. Het onderzoek is goedgekeurd door de ethische commissie van het Research Institute Child Development and Education van de Universiteit van Amsterdam.
Alle participanten in het huidige onderzoek hebben CGT gekregen volgens een vernieuwde versie van het Denken + Doen = Durven protocol (D+D=D; Bögels, 2008). Dit protocol bestaat uit negen modules, waarvan drie kernonderdelen: cognitieve herstructurering
(denken), mindfulness (voelen) en exposure (doen). De therapeuten waren hierin vrij om de modules in te plannen: slechts de eerste sessie (psycho-educatie) en de laatste sessie
(terugvalpreventie, samenvatting en afsluiting) stonden vast. Hierbij werd per cliënt gestreefd naar maximaal 10 sessies van ongeveer 45 minuten. De behandelaren konden zelf beslissen of ouders bij de behandeling werden betrokken. De therapiesessies vonden plaats in de jeugd GGZ instelling waar het kind was aangemeld, waarbij per sessie een audio opname is gemaakt. Alle participanten kregen een onderzoeksnummer toegewezen om de opnames te anonimiseren.
Instrumenten
SCARED-NL. Angstsymptomen zijn gemeten met de Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders (SCARED-NL; Bodden, Bögels, & Muris, 2009). Deze vragenlijst screent op de belangrijkste angstsymptomen van kinderen en jongeren tussen de 7 en 19 jaar. Zowel de zelfrapportage vragenlijst als de ouderversie zijn gebruikt. De SCARED-NL meet angstsymptomen aan de hand van zeven subschalen (separatieangststoornis, paniekstoornis, specifieke fobie, sociale fobie, obsessief-compulsieve stoornis, posttraumatische en acute stressstoornis en gegeneraliseerde angststoornis). De vragenlijst bestaat uit 71 items waarbij de participanten op een 3-punts Likertschaal (1 = nooit of bijna nooit, 2 = soms, 3 = vaak) aan moeten geven hoe vaak ze elk symptoom ervaren. Een voorbeeld item is: “Ik maak me zorgen dat er iets ergs met mijn ouders gebeurt”. Voor zowel de ouders als het kind is de totaalscore berekend voor angstsymptomen met een maximale score van 142, waarbij een hogere score overeenkomt met een hogere mate van angst. De SCARED-NL is eerder getest op
discriminante validiteit in het onderzoek van Bodden en collega’s (2009), waaruit blijkt dat deze adequaat is. De interne consistentie van de SCARED-NL subschalen is gematigd tot goed met een Cronbach’s alpha tussen de .64 (situationele fobie) en .93 (dierenfobie).
SCID-junior. De Structured Clinical Interview for DSM-5 for children (SCID-junior, Braet, Vandevivere, & Wante, ongepubliceerd manuscript) werd in huidige studie gebruikt om angststoornissen vast te stellen en het verloop hiervan te meten. De SCID-junior is
gebaseerd op het Structured Clinical Interview for DSM-IV Childhood Diagnoses (Kid-SCID; Roelofs, Muris, Braet, Arntz, & Beelen, 2015). Met de SCID-junior worden middels een semi-gestructureerd interview de 18 meest prevalente psychiatrische stoornissen op basis van de DSM-5 gediagnosticeerd, bij kinderen tussen de 8 en 18 jaar. Het interview is zowel bij het
kind als de ouder afgenomen. Voor elke stoornis werd eerst een screenende vraag gesteld. Wanneer deze vraag bevestigend werd beantwoord, werden de resterende vragen over de desbetreffende stoornis ook gesteld. De participanten beoordeelden vervolgens of er sprake was van bepaalde symptomen, en indien dit het geval was, werd een interferentiescore tussen de 0 en 8 gegeven (0 = niet belemmerend, 8 = zeer belemmerend). Met een interferentiescore van 4 of hoger werd een diagnose gesteld. De diagnose van het kind en de ouder zijn
gecombineerd: een primaire angststoornis werd vastgesteld als deze diagnose de hoogste gerapporteerde interferentiescore had, gerapporteerd door zowel de ouder als het kind. Deze gecombineerde interferentiescore wordt gebruikt als uitkomstmaat van behandeleffectiviteit in huidig onderzoek. Er is tot op heden nog geen onderzoek verricht naar de psychometrische kenmerken van de SCID-junior. De angststoornissen gemeten met de Kid-SCID
(gerapporteerd door ouder en kind) blijken echter een onvoldoende tot voldoende interne consistentie te hebben (Separatieangst α = .49 – .54; sociale fobie α = .59 – .76;
Gegeneraliseerde angststoornis α =.69 – .76). Voor paniekstoornis en agorafobie kon de interne consistentie niet worden berekend (Roelofs et al., 2015).
WAV-12. De therapeutische band werd gemeten aan de hand van twee vragenlijsten. Allereerst is gebruik gemaakt van de Nederlandstalige verkorte versie van de Working Alliance Inventory (WAV-12; Stinckens, Ulburghs, & Claes, 2009). De WAV-12 meet drie componenten van de werkalliantie: de band (tussen therapeut en cliënt), doelen en taken. Twaalf items (4 items per schaal) zijn gescoord volgens een 5-punts Likertschaal (1 = zelden of nooit, 5 = altijd). Enkel de schaal die de band tussen therapeut en cliënt meet is gebruikt voor huidig onderzoek (items 3, 5, 7 en 9). Zowel de cliëntversie als de therapeutversie zijn gebruikt. Een voorbeeld item van de cliëntversie is: “Ik geloof dat mijn therapeut(e) mij aardig vindt”. De maximale score voor de schaal ‘band’ is 20, waarbij een hogere score correspondeert met een hogere kwaliteit van de interpersoonlijke band tussen cliënt en therapeut (het gevoel van verbondenheid en vertrouwen en het wederzijdse engagement). De interne consistentie van de schaal ‘band’ van de WAV-12 is goed voor de cliëntversie (α = .82; Stinckens et al., 2009), maar nog niet onderzocht voor de therapeutversie. Echter, de interne consistentie voor ‘band’ op de WAV (volledige) therapeutversie is goed (α = 0.87), zoals blijkt uit het onderzoek van Martin, Garske en Davis (2000).
WAI-O-S. Naast de WAV-12 werd ook een Observer Version van de verkorte Working Alliance Inventory (WAI-O-S; Andrusyna, Tang, DeRubeis, & Luborsky, 2001) gebruikt, voor een objectieve meting van de therapeutische band als voorspeller van de
wordt hierbij gebruik gemaakt van een 7-punts Likertschaal (1 = erg sterk bewijs tegen, 7 = erg sterk bewijs voor). Voor het scoren van de WAI-O-S werd een uitgebreide scorehulp gebruikt, waarin elke score van elk item onderbouwd wordt. Een voorbeeld item is: “Er is een wederzijdse positieve affectie tussen de cliënt en de therapeut”. De maximale score voor de schaal ‘band’ is 28, waarbij wederom een hogere score overeenkomt met een hogere kwaliteit van de interpersoonlijke band tussen cliënt en therapeut. Voor de variabele therapeutische band, gemeten door een observator, wordt in de data-analyse per cliënt de gemiddelde score van alle sessies gebruikt. De interne consistentie van deze schaal is nog onbekend. Echter, de test-hertest betrouwbaarheid van de WAI-O-S is goed (r = 0.81; Gelfand & DeRubeis, z.j., geciteerd in Andrusyna et al., 2001). Deze vragenlijst werd ingevuld door onafhankelijke personen, aan de hand van de audio-opnames van de therapiesessies. De opnames werden double blind beoordeeld: een tweede onafhankelijke persoon heeft 20% van de al gescoorde therapie opnames nogmaals beoordeeld om zo de interbeoordelaars-betrouwbaarheid te controleren. Alle codeurs, masterstudenten orthopedagogiek, hebben een training gevolgd voor het scoren van de therapeutische alliantie. De training duurde ongeveer 25 uur en werd gegeven door een promovenda met beoordelingservaring. Gedurende de training werden de individueel beoordeelde oefensessies vergeleken en uitvoerig besproken. De training was afgerond wanneer het begrip van de beoordelaars over de items en scoreprocedures voldoende overeenkwam, zich uitend in een adequate inter-beoordelaarsbetrouwbaarheid. In huidig onderzoek is 12% van de sessies door alle codeurs gescoord, met een goede
inter-beoordelaarsbetrouwbaarheid (r = .69 – .76). Data analyse
Er is gebruik gemaakt van een Repeated Measures Analysis of Covariance (RM ANCOVA). De verschillende tijdsmomenten (T1-T4) zijn de herhaalde metingen. Er werden aparte analyses uitgevoerd voor de verschillende afhankelijke variabelen: de SCARED-NL (angstsymptomen) en de SCID-junior (interferentie van angststoornissen). Feedback werd in dit model als factor opgenomen (wel of geen feedback). Als onafhankelijke covariabele werd de therapeutische band (zoals gemeten met de WAI-O-S) opgenomen, evenals de interactie tussen feedback en de therapeutische band.
Het verschil in de rapportages van de therapeutische band (WAV-12), tussen kind en therapeut, is aan de hand van een correlatietoets en een gepaarde t-toets onderzocht. Ten slotte is gekeken of deze discrepantie van invloed is op de behandeleffectiviteit. Hiervoor is een verschilscore aangemaakt van de WAV-12 score van het kind en van de therapeut bij de nameting (T3). Vervolgens is er wederom een RM ANCOVA uitgevoerd met dezelfde twee
uitkomstmaten als hierboven beschreven. De verschilscore is in het model opgenomen als covariabele, de conditie als factor.
Resultaten
Dataverwerking en assumpties
Alle verzamelde data werd verwerkt in SPSS. Tijdens de preparatie van de dataset voor de analyses zijn een aantal participanten uit het bestand verwijderd. Bij 13 participanten was er sprake van uitval (nb. van deze participanten was alleen een voormeting beschikbaar), waardoor het verloop in de mate van angst (ofwel: de behandeleffectiviteit) niet geanalyseerd kon worden. Verder bleken bij nog eens 19 participanten gegevens van ten minste twee meetmomenten (T1 en T2, of T3 en T4) te ontbreken van alle informanten, doordat deze gezinnen slecht of niet bereikbaar waren voor het invullen van de vragenlijsten. Tot slot waren er 3 participanten bij wie geen sprake was van een (primaire) angststoornis. In totaal zijn er dus 35 participanten uit het databestand verwijderd.
Vervolgens is bij de resterende participanten gecontroleerd op outliers en ontbrekende waarden. Er bleken twee outliers te zijn met een lagere waarde dan 99.7% van de steekproef (WAV-12 kind, T3 z < -3). Deze outliers zijn vervangen met de laagste waarde binnen de 99.7% normaalverdeling. De ontbrekende data bleek Missing completely at random (MCAR) te zijn (χ2 = 171.15, df = 174, p > .05), waardoor er gekozen is om missende waarden te vervangen met de Last Observation Carried Forward (LOCF) methode. Dit geldt enkel voor participanten bij wie de SCARED-NL waarde van slechts één meetmoment ontbrak (moeder 22 participanten; vader 28; kind 25). Wanneer op meerdere meetmomenten bij dezelfde participant data ontbrak, zijn deze participanten niet meegenomen in de analyse. De LOCF methode is ook toegepast voor de data van de therapeutische band gerapporteerd door kind (WAV-12; χ2 = 1.80, df = 2, p > .05). De missende waarden van T3 zijn vervangen door de waarden van T2 voor 17 participanten. De missende SCID-junior interferentiescores bleken ook MCAR te zijn (χ2 = 22.06, df = 21, p > .05) en wederom is de LOCF methode toegepast om missende waarden te vervangen bij 30 participanten.
Tot slot is gecontroleerd of voldaan is aan de assumpties voor RM ANCOVA,
correlatietoets en t-toets. Gebleken is dat de variabele angstsymptomen niet normaal verdeeld is (SCARED-NL moeder T3 en T4, kind T4, vader T3 en T4, evenals de variabele
therapeutische band (WAV-12 kind) en interferentie van angst (SCID-junior, alle
meetmomenten). Echter, dit vormt geen complicaties voor de analyses volgens de Centrale Limiet Theorie: Men kan namelijk aannemen dat er aan de assumptie van normaliteit wordt
voldaan op het moment dat de steekproef groot is (n > 30 of 40), ook al is de variabele in de populatie zelf niet normaal verdeeld (Ghasemi & Zahediasl, 2012). Verder bleek uit
Mauchly’s test voor de SCARED-NL rapportages van moeder dat er voldaan was aan de assumptie van sphericiteit (χ2(5) = 11.02, p > .05) voor een RM ANCOVA. Voor de
SCARED-NL rapportages van vader (χ2(5) = 20.14, p < .01) en kind (χ2(5) = 24.79, p < .01) was niet voldaan aan de assumptie van sphericiteit, daarom zijn de vrijheidsgraden Huynh-Feldt (ε = .83; ε = .76) gecorrigeerd. Dit geldt ook voor de SCID-junior (ε = .79), waarbij tevens de assumptie van sphericiteit werd geschonden (χ2(5) = 27.577, p < .01). Als laatste is gebleken dat voldaan is aan de assumpties (van schaal, lineariteit en homoscedastischiteit) voor een correlatietoets en t-toets voor de variabelen therapeutische band (WAV-12 kind en therapeut).
Beschrijvende statistieken
In Tabel 1 staan de beschrijvende statistieken van de kinderen uit de reguliere conditie en de kinderen uit de feedback conditie. Jongens en meisjes waren gelijk verdeeld over de condities (χ2 = .45, df = 1, p > .05) en er was geen verschil in comorbiditeit (χ2 = 1.14, df = 1, p > .05). Ook verschilden de kinderen in de reguliere conditie niet significant van de kinderen in de feedback conditie in leeftijd (F(1, 78) = .30, p > .05) of ernst van de angstproblematiek (rapportage moeder F(1, 76) = 1.09, p > .05; rapportage vader F(1, 62) = .78, p > .05; rapportage kind F(1, 62) = .00, p > .05). Tot slot waren er evenmin verschillen in de therapeutische band tussen de condities (F(1, 56) = 1.20, p > .05).
Tabel 1
Demografische Gegevens van de Verschillende Condities
Reguliere conditie (n = 43)
Feedback conditie (n = 37)
Totaal (N = 80)
Sekse kind (n, % meisjes) 20 46.51 20 54.05 40 50
Comorbiditeit (n, % participanten met een aanwezige secundaire stoornis)
37 83.72 28 75.68 65 81.25
Waarvan comorbide angststoornis (n, %) 33 89.19 23 82.14 56 70
Waarvan comorbide stoornis, niet zijnde angst (n, %)
4 10.81 5 17.86 9 11.25
Leeftijd kind (M, SD) 10.79 (2.40) 11.11 (2.79) 10.94 (2.57)
Ernst van de angst (SCARED score moeder:
M, SD)
51.15 (18.49) 46.75 (18.41) 49.09 (18.46)
Ernst van de angst (SCARED score vader: M,
SD)
43.77 (19.60) 39.82 (15.88) 41.70 (17.72)
Ernst van de angst (SCARED score kind: M,
SD)
52.94 (22.25) 53.00 (21.52) 52.97 (21.75)
Therapeutische band (WAV-12 kind: M, SD) 17.41 (3.00) 17.34 (3.00) 17.36 (3.14) Therapeutische band (WAV-12 behandelaar;
M, SD)
17.00 (2.17) 16.75 (2.06) 16.83 (2.16)
Therapeutische band, feedback en behandeleffectiviteit Uitkomstmaat: Interferentiescore angst (SCID-junior).
De eerste analyse werd uitgevoerd met de interferentiescore van de angst, gemeten met de SCID-junior op T1-T4, als uitkomstmaat. Uit de resultaten (zie Tabel 2) is gebleken dat de interferentiescore van de angst significant verschilde over tijd (middelgroot effect, F (2.37, 135) = 3.03, p < .05). In Figuur 1 is de afname van de interferentie tussen T1 en T4 grafisch weergegeven. Er zijn geen significante effecten gevonden van tussentijdse feedback, de therapeutische band, of de interactie hiertussen op de angstsymptomen in het algemeen. Evenmin bleken tussentijdse feedback, de therapeutische band, of de interactie hiertussen een significant effect te hebben op de behandeleffectiviteit.
Tabel 2
Resultaten van Repeated Measures ANCOVA: Uitkomstmaat SCID-junior en Covariabele WAI-O-S
Variabele F (n = 49) df p ηp2
Feedback 2.76 1, 45 .10 .06
Therapeutische band 2.36 1, 45 .13 .05
Feedback * Therapeutische band 2.74 1, 45 .11 .06
Meetmoment T1-T4 (Behandeleffectiviteit) 3.03 2.37, 135 .04* .06
Meetmoment * Feedback .14 2.37, 135 .90 .00
Meetmoment * Therapeutische band .87 2.37, 135 .44 .02
Meetmoment * Feedback * Therapeutische band (moderatie effect)
.15 2.37, 135 .89 .00
Noot. ηp2 = Partial Eta Squared (effectgrootte), waarbij < .06 een klein effect is, .06-.14 een middelgroot en >.14
een groot effect (Cohen, 1988). * p < .05.
Noot. Tijdseffect is specifiek significant tussen T1 en de daaropvolgende meetmomenten (p < .05). Geen
Figuur 1. Het verloop van de belemmering in het functioneren van het kind (interferentie), ten gevolge van de angst, zoals gemeten met de SCID-junior.
Uitkomstmaat: angstsymptomen (SCARED-NL)
De tweede analyse werd uitgevoerd met angstsymptomen, gemeten met de SCARED-NL op T1-T4, als uitkomstmaat: met een aparte analyse voor de rapportages van moeder, vader en kind. Allereerst worden de resultaten voor de rapportages van moeder besproken.Uit de resultaten (zie Tabel 3 en Figuur 2) komt een significant middelgroot tijdseffect naar voren (F(3, 141) = 4.81, p < .01). Tevens is er een significant middelgroot effect gevonden van de therapeutische band op zowel de angstsymptomen in het algemeen (F(1, 47) = 5.64, p < .05) als op de behandeleffectiviteit (F(3, 141) = 3.28, p < .05). Uit de post-hoc analyse is gebleken dat er een significant verschil is in de relatie tussen de therapeutische band en de
behandeleffectiviteit tussen de voormeting en de tussenmeting, en de nameting en de follow-up (zie Tabel 4). Aanvullende correlatie toetsen (zie Tabel 5) laten zien dat er een significante positieve samenhang is tussen de angstsymptomen en de therapeutische band tijdens de tussenmeting (T2) en de follow-up (T4), maar deze samenhang is niet gevonden voor de voormeting (T1) of de nameting (T3). Verder is er geen significant effect gevonden van tussentijdse feedback op de angstsymptomen in het algemeen en ook niet op de
behandeleffectiviteit (geen significant interactie effect). Dit is tevens te zien aan de nagenoeg parallel lopende grafieklijnen in Figuur 2: er is geen verschil in effectiviteit van CGT tussen de reguliere en de feedback conditie.
Met betrekking tot de rapportages van vader is er geen tijdseffect gevonden (zie Tabel 6) en ook bleken er geen significante effecten te zijn van tussentijdse feedback (zie Figuur 3), de therapeutische band, of de interactie hiertussen op de angstsymptomen in het algemeen en ook niet op de behandeleffectiviteit.
Tot slot zijn er geen significante effecten gevonden van het meetmoment
(behandeleffectiviteit), feedback, de therapeutische band of de interactie bij de rapportages van het kind (zie Tabel 6 en Figuur 4).
Tabel 3
Resultaten Repeated Measures ANCOVA: Uitkomstmaat SCARED-NL Moeder Rapportage en Covariabele WAI-O-S
Variabele F df p ηp2
SCARED informant: moeder (n = 51)
Feedback .98 1, 47 .55 .02
Therapeutische band 5.64 1, 47 .02* .11
Feedback * Therapeutische band .89 1, 47 .35 .02
Meetmoment T1-T4 (Behandeleffectiviteit) 4.81 3, 141 .00** .09
Meetmoment * Feedback .53 3, 141 .66 .01
Meetmoment * Therapeutische band 3.28 3, 141 .02* .07
Meetmoment * Feedback * Therapeutische band .48 3, 141 .70 .01
Noot. ηp2 = Partial Eta Squared (effectgrootte), waarbij < .06 een klein effect is, .06-.14 een middelgroot en >.14
een groot effect (Cohen, 1988). * p < .05. ** p < .01
Noot. Tijdseffect is significant tussen T1 en de daaropvolgende meetmomenten (p < .05) en tussen de nameting
en de follow-up (p < .01).
Tabel 4
Resultaten Post-hoc Analyse SCARED-NL Moeder: Het Effect van Tijd en de Therapeutische Band op Angstsymptomen Variabele F df p ηp2 Meetmoment T1 vs. later 7.10 1, 47 .02* .13 T2 vs. later .07 1, 47 .79 .00 T3 – T4 9.07 1, 47 .00** .16
Therapeutische band * meetmoment
T1 vs. later 3.32 1, 47 .04* .06
T2 vs. later .18 1, 47 .10 .00
T3 – T4 8.22 1, 47 .01** .15
Noot. ηp2 = Partial Eta Squared (effectgrootte), waarbij < .06 een klein effect is, .06-.14 een middelgroot en >.14
een groot effect (Cohen, 1988). * p < .05. ** p < .01
Tabel 5
Resultaten Post-hoc Correlatietoets: Samenhang Tussen de Angstscores Gerapporteerd door Moeder en de Therapeutische Band
Variabele SCARED - moeder
n Pearson’s r p Meetmoment Voormeting T1 55 .12 .40 Tussenmeting T2 52 .38 .00** Nameting T3 52 .16 .26 Follow-up T4 53 .39 .00** * p < .05, ** p < .01 Tabel 6
Resultaten Repeated Measures ANCOVA: Uitkomstmaat SCARED-NL Vader en Kind Rapportage en Covariabele WAI-O-S
Variabele F df p ηp2
SCARED informant: Vader (n = 41)
Feedback .90 1, 37 .35 .02
Therapeutische band .06 1, 37 .80 .00
Feedback * Therapeutische band 1.00 1, 37 .32 .03
Meetmoment T1-T4 (Behandeleffectiviteit) 2.18 2.49, 111 .11 .06
Meetmoment * Feedback .32 2.49, 111 .78 .01
Meetmoment * Therapeutische band 1.67 2.49, 111 .19 .04
Meetmoment * Feedback * Therapeutische band .16 2.49, 111 .90 .00
SCARED informant: Kind (n = 40)
Feedback .37 1, 36 .55 .01
Therapeutische band 2.70 1, 36 .11 .07
Feedback * Therapeutische band .44 1, 36 .51 .01
Meetmoment T1-T4 (Behandeleffectiviteit) .31 2.28, 108 .76 .00
Meetmoment * Therapeutische band .16 2.28, 108 .88 .00
Meetmoment * Feedback * Therapeutische band .62 2.28, 108 .56 .02
Noot. ηp2 = Partial Eta Squared (effectgrootte), waarbij < .06 een klein effect is, .06-.14 een middelgroot en >.14
een groot effect (Cohen, 1988). * p < .05. ** p < .01
Figuur 2. Het verloop van de ernst van angst (angstsymptomen) over tijd, zoals gemeten met de SCARED-NL afgenomen bij moeder.
Figuur 3. Het verloop van de ernst van angst (angstsymptomen) over tijd, zoals gemeten met de SCARED-NL afgenomen bij vader.
Figuur 4. Het verloop van de ernst van angst (angstsymptomen) over tijd, zoals gemeten met de SCARED-NL afgenomen bij kind.
Discrepanties therapeutische band en behandeleffectiviteit
Er is een gepaarde t-toets uitgevoerd, om een eventueel structureel verschil in de beoordeling van de therapeutische band tussen kind en therapeut te bepalen, en er is een correlatie berekend om te kijken naar de samenhang tussen de rapportage van het kind en de therapeut. Er is geen significant verschil tussen de beoordeling van kind en therapeut
gevonden (t(63) = 1.18, p > .05). Er werd echter ook geen significante correlatie gevonden tussen de beoordelingen (r(62)=.11, p > .05). Kinderen en therapeuten lijken de
therapeutische band dus anders te beoordelen, maar de één is niet structureel positiever of negatiever dan de ander.
Vervolgens zijn er een aantal RM ANCOVA’s uitgevoerd, om te onderzoeken of de verschilscore van de therapeutische band effect heeft op de behandeleffectiviteit (met de verschillende uitkomstmaten). In Tabel 7 is te zien dat er een sterk significant tijdseffect was voor alle uitkomstmaten. Er werd echter geen significant effect gevonden van het verschil in de beoordeling van de therapeutische band op de angstsymptomen in het algemeen en ook niet op de behandeleffectiviteit.
Tabel 7
Repeated Measures ANCOVA met de Verschilscore van de Therapeutische Band als Covariabele
Variabele F df p ηp2
SCARED informant: Moeder (n = 57)
Discrepantie therapeutische band .24 1, 53 .63 .00
Meetmoment T1-T4 (Behandeleffectiviteit) 41.20 3, 159 .00** .44
Discrepantie therapeutische band * meetmoment .50 3, 159 .50 .02
SCARED informant: Vader (n = 44)
Discrepantie therapeutische band 1.40 1, 40 .24 .03
Meetmoment T1-T4 (Behandeleffectiviteit) 26.47 2.49, 120 .00** .40
Discrepantie therapeutische band * meetmoment 1.03 2.49, 120 .37 .03
SCARED informant: Kind (n = 44)
Discrepantie therapeutische band .02 1, 40 .89 .00
Meetmoment T1-T4 (Behandeleffectiviteit) 27.03 2.34, 120 .00** .40
Discrepantie therapeutische band *meetmoment .93 2.34, 120 .41 .02
SCID interferentiescore (n = 54)
Meetmoment T1-T4 (Behandeleffectiviteit) 89.79 2.52, 150 .00** .64
Discrepantie therapeutische band * meetmoment 1.03 2.52, 150 .37 .02
Noot. ηp2 = Partial Eta Squared (effectgrootte), waarbij < .06 een klein effect is, .06-.14 een middelgroot en >.14
een groot effect (Cohen, 1988). * p < .05, ** p < .01
Noot. Tijdseffect SCARED moeder: significant tussen T1 - T3 (p < .01), niet tussen T3 en T4 (p > .05).
Tijdseffect SCARED vader: significant tussen alle meetmomenten (p < .01). Tijdseffect SCARED kind: significant tussen T2 - T3 (p < .01), niet tussen T1 - T2 (p > .05) of T3 - T4 (p > .05). Tijdseffect SCID: significant tussen alle meetmomenten (p < .01).
Discussie
In het huidige onderzoek stond de vraag centraal of de therapeutische band en FIT invloed hebben op de behandeleffectiviteit van CGT bij angststoornissen, en of er een interactie-effect bestaat tussen deze variabelen. Daarnaast werd onderzocht of er een discrepantie bestaat tussen de beoordeling van de therapeutische band door het kind en de therapeut, en of deze discrepantie de behandeleffectiviteit beïnvloedt. De belangrijkste bevindingen kunnen als volgt worden samengevat: (1) de CGT voor angststoornissen is effectief gebleken op basis van totale angstsymptomen, zoals gerapporteerd door moeder, en op basis van de interferentiescore van de angststoornissen; (2) de feedbackgroep verschilt niet van de reguliere groep in behandeleffectiviteit; (3) een positievere therapeutische band gaat samen met meer angstsymptomen bij de tussenmeting en de follow-up, zoals blijkt uit de rapportage van angstsymptomen door moeder, maar deze relatie wordt niet beïnvloed door tussentijdse feedback; (4) de therapeut en het kind lijken de therapeutische band anders te beoordelen, waarbij de één niet structureel positiever of negatiever is dan de ander en (5) de mate van verschil in beoordeling heeft geen invloed op de behandeleffectiviteit. Ter
toelichting van de eerste bevinding, dient aangegeven te worden dat er tevens aanwijzingen zijn gevonden voor de behandeleffectiviteit op basis van gereduceerde angstsymptomen zoals gerapporteerd door het kind en de vader. Echter, deze behandeleffectiviteit kon niet bij alle analyses aangetoond worden. Bij de eerste reeks analyses, waarbij de conditie en
therapeutische band als variabelen meegenomen werden, zijn namelijk minder participanten geïncludeerd dan in de tweede reeks analyses (de discrepantie in beoordeling van de
therapeutische band) door de keuze voor een RM ANCOVA. Het gevolg hiervan is
aanzienlijk grotere effectgroottes van de behandeleffectiviteit in de tweede reeks analyses. Wellicht was de steekproef van kinderen en vaders bij de eerste analyse te klein, waardoor de analyse te weinig power had om significante effecten aan te tonen.
Allereerst werd op basis van de literatuur verwacht dat een positievere therapeutische band samenhing met een hogere behandeleffectiviteit (Cummings et al., 2013;Hughes & Kendall, 2007), dus minder angstsymptomen en/of interferentie over tijd. In strijd met de hypothesen werd gevonden dat een betere therapeutische band samenhing met meer angstsymptomen, zoals gerapporteerd door moeder. Dit effect was specifiek voor de
tussenmeting (na 5 sessies) en de follow-up. Deze bevinding komt enigszins overeen met het onderzoek van Hayes en collega’s (2007), waarin een middelmatige therapeutische alliantie bleek samen te hangen met hogere initiële angst. De samenhang tussen een positievere therapeutische band en meer angstsymptomen in de beginfase kan verklaard worden doordat cliënten meer bereid en beter in staat zijn om deel te nemen aan de exposure oefeningen bij een positievere therapeutische band (Cummings et al., 2013; Hayes et al., 2007), wat voor een toename van angst kan zorgen. Tijdens exposure helpt de therapeut het kind om moeilijke situaties aan te gaan in plaats van te vermijden en om in deze situaties de angst te kunnen verdragen. Bij deze oefeningen kunnen de kinderen een (tijdelijke) toename van angst en stress ervaren (Cummings et al., 2013), wat vooral rond de tussenmeting tot uiting lijkt te komen. Tien weken na afloop van de behandeling is in het huidige onderzoek opnieuw een positieve samenhang gevonden tussen de angstklachten en de therapeutische band. Het is mogelijk dat het kind het gevoel heeft angstige situaties nu weer alleen aan te moeten gaan, zonder hulp in te kunnen schakelen van de therapeut. Kinderen waarbij een hogere
therapeutische band gerapporteerd werd, hebben wellicht meer behoefte aan steun bij het aan gaan van de angsten en zijn minder goed in staat om hier verder zelfstandig mee door te gaan na afloop van de behandeling. Dit dient echter nog onderzocht te worden.
Het effect van de therapeutische band werd enkel gevonden voor de angstrapportages van moeder, niet bij vader en kind. Een mogelijke verklaring hiervoor kan gevonden worden in verschillen tussen de informanten in de rapportages van angstsymptomen. Verschillen tussen moeders, vaders en kinderen in het rapporteren van angstsymptomen worden vaak gevonden in de literatuur en kunnen bijvoorbeeld verklaard worden door het opleidingsniveau van de ouders of de sekse van het kind (Hughes & Gullone, 2010). Daarnaast laat onderzoek zien dat moeders meer angstsymptomen rapporteren dan vaders (Bögels & van Melick, 2004), zoals ook in huidige studie het geval was. Het verschil in rapportages van angstsymptomen kan er vervolgens toe geleid hebben dat een sterkere therapeutische band enkel samen gaat met meer angstsymptomen zoals moeder deze rapporteert.
Ten tweede werd verwacht dat het toepassen van FIT samenhing met een sterkere therapeutische band en een positievere behandeluitkomst (Janse et al., 2016; Murphy et al., 2012). Echter, er werd geen effect gevonden van FIT op de therapeutische band of op de behandeleffectiviteit. Een mogelijke verklaring hiervoor kan gevonden worden in de attitude van de behandelaar en de toepassing van de feedback. De houding van de behandelaar tegenover FIT blijkt van groot belang voor de werkzaamheid. De behandelaar dient open te staan voor feedback en professioneel te zijn in het omgaan met de (soms confronterende) resultaten. De behandelaren dienen de feedback als valide te ervaren en te bespreken met de cliënt (Van den Berg et al., 2014). Echter, uit de pilot van Van den Berg en collega´s (2014) blijkt dat behandelaars een extra onderdeel in de therapie als belastend kunnen ervaren en voelen zich overvraagd, waardoor ze ervoor kunnen kiezen de feedback achterwege te laten. In de huidige studie is niet gecontroleerd of de feedback adequaat besproken is door de behandelaars en of de feedback daadwerkelijk gebruikt is ter verbetering van de behandeling. Hierdoor is het mogelijk dat het huidige onderzoek geen effect van FIT heeft gevonden, terwijl deze – wanneer adequaat toegepast – er mogelijk wel is. Daarnaast heeft FIT mogelijk meer effect op de andere elementen van de therapeutische alliantie (de samenwerkingsrelatie en de overeenstemming in doelen), dan op de therapeutische band. Uit eerder onderzoek is gebleken dat 75% van de jongeren, ouders en therapeuten het oneens zijn over het doel van de behandeling (Hawley & Weisz, 2003). Zandberg en collega’s stellen dan ook dat het gebruik van feedback de overeenstemming in doelen en de samenwerkingsrelatie kan optimaliseren (Zandberg et al., 2015). Echter, hier dient nader onderzoek naar gedaan te worden. Tot slot is het nog onduidelijk of kinderen (met name onder de 10 jaar) in staat zijn om adequaat
feedback te geven. Van der Schaaf (2015) stelt namelijk dat kinderen vaak aangeven dat het goed met hen gaat, terwijl ouders meer ruimte voor verbetering zien. De feedback van de ouders van jonge kinderen biedt dan ook mogelijk meer waardevolle informatie dan de feedback van het kind zelf. Ook deze verklaring dient met voorzichtigheid overwogen te worden, gezien onderzoek op dit gebied schaars is.
Discrepantie beoordeling therapeutische band en behandeleffectiviteit
Als laatste werd op basis van de literatuur verwacht dat er sprake was van een discrepantie in de beoordeling van de therapeutische band door cliënt en therapeut, waarbij het kind de therapeutische band positiever beoordeelde dan de therapeut (Zandberg et al., 2015). Het effect van deze discrepanties op de behandeleffectiviteit werd exploratief onderzocht. Ondanks dat cliënten de therapeutische band niet structureel positiever of negatiever beoordeelden dan therapeuten aan het eind van de behandeling (T3), bleken de
beoordelingen van kind en therapeut niet met elkaar samen te hangen. Dit komt overeen met de studie van Langhoff en collega’s (2008), die ook geen correlatie vonden tussen cliënt en therapeut wat betreft de beoordeling van het empathie-aspect van de therapeutische alliantie (na afloop van de therapie). Een mogelijke verklaring voor het niet vinden van een significant structureel verschil in de beoordeling van de therapeutische band, kan gevonden worden in de meetmomenten. De therapeutische band is bij de behandelaars enkel gemeten tijdens de nameting en bij de cliënt tijdens de tussenmeting en nameting, waardoor de therapeutische band enkel na de behandeling (T3) vergeleken kon worden. In eerder onderzoek waarbij significante verschillen zijn gevonden, was de therapeutische band op meerdere momenten gemeten (Fjermestad et al., 2016; Zandberg et al., 2015). Het is mogelijk dat er in het begin van de behandeling sterkere of meer structurele verschillen waar te nemen zijn in de
beoordeling van de therapeutische band, maar dat deze in de loop van de behandeling kleiner worden. Zo werd in de studie van Zandberg en collega’s (2015) enkel na sessie 4 en 8 een significant verschil gevonden, maar kwamen de beoordelingen aan het eind van de
behandeling meer overeen (sessie 12). Mogelijk is de therapeut beter afgestemd op het perspectief van de cliënt aan het eind van de behandeling, doordat de therapeut op dit punt meer contextuele informatie heeft verzameld (Zandberg et al., 2015).
De uitkomst van huidig onderzoek, dat enig verschil in beoordeling van de
therapeutische band geen effect heeft op de behandeleffectiviteit, komt wederom overeen met de bevindingen van Zandberg en collega’s (2015) die vonden dat dergelijke discrepanties geen effect lijken te hebben op de behandeluitkomst. Zij noemen deze bevindingen enigszins geruststellend, in de zin dat matige discrepanties tussen therapeut en cliënt niet per direct een mislukt behandelproces tot gevolg hebben. Ondanks een matige discrepantie lijken kinderen en jongeren nog steeds voldoende van de CGT te kunnen profiteren (Zandberg et al., 2015). Sterke kanten, beperkingen en aanbevelingen
Huidig longitudinaal onderzoek heeft een sterk design, namelijk een RCT met een experimentele- (FIT) en controlegroep en vier meetmomenten. De groep deelnemende
kinderen is net als in de praktijk heterogeen met een grote leeftijdsrange. Een ander sterk punt van het onderzoek is dat het verloop van de angst, en dus de behandeleffectiviteit, wordt bekeken vanuit verschillende perspectieven: namelijk vanuit de moeder, de vader en het kind. Daarnaast is de therapeutische band objectief gemeten door onafhankelijke codeurs, maar ook de subjectieve belevingen van de cliënt en de therapeut zijn meegenomen en met elkaar vergeleken.
eerste waren er veel ontbrekende waarden in de vragenlijsten voor moeder, kind en vader. Gezinnen bleken lastig bereikbaar te zijn bij het nabellen. Ten tweede zorgde de keuze voor een RM ANCOVA ervoor dat een aanzienlijk deel van de participanten niet meegenomen werd in de analyses, omdat ontbrekende data bij deze analyse automatisch listwise wordt geëxcludeerd (per participant). Om zoveel mogelijk participanten te includeren, is ondanks kritiek op de methode gekozen voor LOCF. Het nadeel van deze methode is dat er meer kans is op een fout van de eerste soort (ten onrechte de nulhypothese verwerpen), doordat er meer bias ontstaat in de schatting van de gemiddelde verandering vanaf de nulmeting tot de laatste meting (Mallinckrodt, Clark, & David, 2001). Ten derde is de generaliseerbaarheid van de steekproef niet optimaal. Van alle deelnemende ouders samen genomen was namelijk 57.1% hoger opgeleid (HBO-WO), in vergelijking met 28.73% van de Nederlandse bevolking (Centraal Bureau voor de Statistiek, 2017). Daarnaast was 94.2% van de steekproef van Nederlandse afkomst, terwijl slechts 77.4% van de Nederlandse bevolking autochtoon is (Centraal Bureau voor de Statistiek, 2017). Dit benadeelt de externe validiteit van het onderzoek. Wellicht profiteren kinderen van hoger opgeleide autochtone ouders meer van CGT (zonder dat FIT hierbij noodzakelijk of bevorderend is) dan kinderen van lager opgeleide en/of allochtone ouders. Als laatste was er in de huidige studie enkel een controlegroep met CGT zonder FIT, maar geen ‘wachtlijst’ controlegroep geheel zonder CGT, of een controlegroep met een andere behandelvorm en/of medicatie. In de huidige studie is er een behandeleffect gevonden, maar hierbij kan niet met zekerheid gesteld worden dat de gerapporteerde afname in angstklachten toegeschreven kan worden aan de behandeling met D+D=D.
Voor toekomstig onderzoek wordt dan ook aanbevolen om een grotere, meer diverse steekproef (wat betreft etniciteit en opleidingsniveau) te verzamelen, waarbij een
controlegroep zonder CGT wordt toegevoegd, ter controle van de behandeleffectiviteit. Daarnaast wordt aanbevolen om bij toekomstig onderzoek naar FIT te controleren in welke mate de feedback werd besproken, of er bijvoorbeeld toelichting bij de scores wordt gevraagd en of er suggesties ter verbetering worden besproken. Daarbij is het wenselijk om vooraf voldoende tijd vrij te maken om een positieve houding van de therapeut tegenover FIT te stimuleren door middel van voorlichting en training (Van den Berg et al., 2014). Tot slot wordt aanbevolen om bij toekomstig onderzoek naar discrepanties in beoordeling van de therapeutische band tussen de therapeut en de cliënt, de therapeutische band op meerdere momenten te meten. Het is namelijk waarschijnlijker is dat er in het begin van de behandeling sterkere verschillen zijn, dan aan het eind van de behandeling wanneer therapeut en cliënt
beter op elkaar afgestemd zijn (Zandberg et al., 2015). Conclusies en implicaties
Met het huidige onderzoek wordt een eerste poging gedaan om het effect van de therapeutische band te evalueren: een element van de therapeutische alliantie. Daarnaast is de invloed van FIT op de therapeutische band en de behandeleffectiviteit onderzocht. Uit de resultaten komen aanwijzingen naar voren voor een effect van de behandeling Denken + Doen = Durven op basis van totale angstsymptomen en interferentie van angst, echter is dit effect minder duidelijk voor de rapportages van vader en kind. Daarnaast wordt er tegen de verwachtingen in een positief verband gevonden tussen de therapeutische band en
angstsymptomen bij de tussenmeting (na 5 sessies) en bij de follow-up. Tussentijdse feedback lijkt geen effect te hebben op de therapeutische band en lijkt daarnaast de behandeleffectiviteit ook niet te bevorderen. Als laatste blijkt er enig verschil te zijn tussen de beoordelingen van de therapeutische band door cliënt en therapeut, maar is er geen effect van dit verschil op de behandeleffectiviteit aangetoond. Voor de klinische praktijk betekenen deze resultaten dat CGT een effectieve behandeling lijkt te zijn voor angststoornissen bij jeugdigen, zelfs
wanneer er enige discrepanties bestaan tussen therapeut en cliënt. De mate waarin therapeuten de behandeleffectiviteit kunnen bevorderen aan de hand van de therapeutische band dient nader onderzocht te worden. De huidige studie levert een bijdrage aan het onderzoek naar behandelfactoren die CGT kunnen beïnvloeden, door een eerste aanwijzing te leveren voor een effect van de therapeutische band op angstsymptomen. Om voort te bouwen op het huidige onderzoek zou de verandering in beoordeling van de therapeutische band gemeten kunnen worden, in plaats van één momentopname. Verder zou het effect van feedback ook op de andere elementen van de therapeutische alliantie (samenwerkingsrelatie en
overeenstemming in doelen) kunnen worden onderzocht, in relatie tot de behandeleffectiviteit. Tot slot wordt aanbevolen dat in toekomstig onderzoek de implementatie van FIT door
Referenties
Andrusyna, T. P., Tang, T. Z., DeRubeis, R. J., & Luborsky, L. (2001). The factor structure of the Working Alliance Inventory in cognitive-behavioral therapy. The Journal of Psychotherapy Practice and Research, 10(3), 173-178.
Van den Berg, I., Klip, H., & Hospers, M. B. (2014). Meten per sessie: Een kwestie van moeten?. Kind & Adolescent Praktijk, 13(2), 82-89. doi:10.1007%2Fs12454-014 -0022-z
Bickman, L., Kelley, S. D., Breda, C., de Andrade, A. R., & Riemer, M. (2011). Effects of routine feedback to clinicians on mental health outcomes of youths: Results of a randomized trial. Psychiatric Services, 62(12), 1423-1429. doi:10.1176
/appi.ps.002052011
Bickman, L., de Andrade, A. R. V., Athay, M. M., Chen, J. I., De Nadai, A. S., Jordan-Arthur, B. L., & Karver, M. S. (2012). The relationship between change in therapeutic alliance ratings and improvement in youth symptom severity: Whose ratings matter the most?. Administration and Policy in Mental Health and Mental Health Services
Research, 39(1-2), 78-89. doi:10.1007/s10488-011-0398-0
Bodden, D. H., Bögels, S. M., & Muris, P. (2009). The diagnostic utility of the Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders-71 (SCARED-71). Behaviour Research and Therapy, 47(5), 418-425. doi:10.1016/j.brat.2009.01.015
Bögels, S. M. (2008). Behandeling van angststoornissen: Met het
cognitief-gedragstherapeutisch protocol Denken + Doen =Durven. Houten: Bohn Stafleu van Loghum.
Bögels, S. M., & van Melick, M. (2004). The relationship between child-report, parent self-report, and partner report of perceived parental rearing behaviors and anxiety in children and parents. Personality and Individual Differences, 37(8), 1583-1596. doi:10.1016/j.paid.2004.02.014
Bordin, E. S. (1979). The generalizability of the psychoanalytic concept of the working alliance. Psychotherapy: Theory, Research, and Practice, 16(3), 252–260.
Braet, C., Vandevivere, E., & Wante, L. (2016). SCID-Junior. Ongepubliceerd manuscript van Universiteit Gent.
Butler, A. C., Chapman, J. E., Forman, E. M., & Beck, A. T. (2006). The empirical status of cognitive-behavioral therapy: A review of meta-analyses. Clinical Psychology Review, 26(1), 17-31. doi:10.1016/j.cpr.2005.07.003
Centraal Bureau voor de Statistiek. (2017, 18 juli). Bevolking; Generatie, geslacht, leeftijd en herkomstgroepering, 1 januari [Dataset]. Geraadpleegd van
http://statline.cbs.nl/StatWeb/publication/?VW=T&DM=SLNL&PA=37325&D1=0 &D2=a&D3=0&D4=0&D5=0-4&D6=l&HD=110629-1412&HDR=G5,T,G3,G2,G4 &STB=G1
Chiu, A. W., McLeod, B. D., Har, K., & Wood, J. J. (2009). Child–therapist alliance and clinical outcomes in cognitive behavioral therapy for child anxiety disorders. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 50(6), 751-758. doi:10.1111/j.1469-7610.2008 .01996.x
Chu, B. C., Choudhury, M. S., Shortt, A. L., Pincus, D. B., Creed, T. A., & Kendall, P. C. (2005). Alliance, technology, and outcome in the treatment of anxious youth.
Cognitive and Behavioral Practice, 11(1), 44-55. doi:10.1016/S1077-7229(04)80006 -3
Chu, B. C., Skriner, L. C., & Zandberg, L. J. (2014). Trajectory and predictors of alliance in cognitive behavioral therapy for youth anxiety. Journal of Clinical Child & Adolescent Psychology, 43(5), 721-734. doi:10.1080/15374416.2013.785358
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences. Hilsdale. NJ: Lawrence Earlbaum Associates.
Connolly, S. D., & Bernstein, G. A. (2007). Practice parameter for the assessment and treatment of children and adolescents with anxiety disorders. Journal of the American Academy of Child & Adolescent Psychiatry, 46(2), 267-283. doi:10.1097
/01.chi.0000246070.23695.06
Craske, M. G., Rauch, S. L., Ursano, R., Prenoveau, J., Pine, D. S., & Zinbarg, R. E. (2009). What is an anxiety disorder?. Depression and Anxiety, 26(12), 1066-1085.
doi:10.1002/da.20633
Creed, T. A., & Kendall, P. C. (2005). Therapist alliance-building behavior within a cognitive-behavioral treatment for anxiety in youth. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 73(3), 498-505. doi:10.1037/0022-006X.73.3.498
Cummings, C. M., Caporino, N. E., Settipani, C. A., Read, K. L., Compton, S. N., March, J., ... & Ginsburg, G. (2013). The therapeutic relationship in cognitive-behavioral therapy and pharmacotherapy for anxious youth. Journal of Consulting and Clinical
Davis, T. E., May, A., & Whiting, S. E. (2011). Evidence-based treatment of anxiety and phobia in children and adolescents: Current status and effects on the emotional
response. Clinical Psychology Review, 31(4), 592-602. doi:10.1016/j.cpr.2011.01.001 Duncan, B. L., Miller, S. D., Sparks, J. A., Claud, D. A., Reynolds, L. R., Brown, J., &
Johnson, L. D. (2003). The Session Rating Scale: Preliminary psychometric properties of a “working” alliance measure. Journal of Brief Therapy, 3(1), 3-12.
Fjermestad, K. W., Lerner, M. D., McLeod, B. D., Wergeland, G. J. H., Heiervang, E. R., Silverman, W. K., ... & Haugland, B. S. (2016). Therapist‐youth agreement on alliance change predicts long‐term outcome in CBT for anxiety disorders. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 57(5), 625-632. doi:10.1111/jcpp.12485
Ghasemi, A., & Zahediasl, S. (2012). Normality tests for statistical analysis: A guide for non-statisticians. International Journal of Endocrinology and Metabolism, 10(2), 486-489. doi:10.5812/ijem.3505
Hawley, K. M., & Weisz, J. R. (2003). Child, parent, and therapist (dis)agreement on target problems in outpatient therapy: The therapist’s dilemma and its implications. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 71(1), 62–70. doi:10.1037/0022-006X.71.1.62 Hayes, S. A., Hope, D. A., Van Dyke, M. M., & Heimberg, R. G. (2007). Working alliance
for clients with social anxiety disorder: Relationship with session helpfulness and within‐session habituation. Cognitive Behaviour Therapy, 36(1), 34-42.
Hughes, E. K., & Gullone, E. (2010). Discrepancies between adolescent, mother, and father reports of adolescent internalizing symptom levels and their association with parent symptoms. Journal of Clinical Psychology, 66(9), 978-995. doi:10.1002/jclp.20695 Hughes, A. A., & Kendall, P. C. (2007). Prediction of cognitive behavior treatment outcome
for children with anxiety disorders: Therapeutic relationship and homework
compliance. Behavioural and Cognitive Psychotherapy, 35(4), 487-494. doi:10.1017 /S1352465807003761
In-Albon, T., & Schneider, S. (2007). Psychotherapy of childhood anxiety disorders: A meta-analysis. Psychotherapy and psychosomatics, 76(1), 15-24. doi:10.1159/000096361 Janse, P. D., De Jong, K., Van Dijk, M. K., Hutschemaekers, G. J., & Verbraak, M. J. (2016).
Improving the efficiency of cognitive-behavioural therapy by using formal client feedback. Psychotherapy Research, 27(5), 525-538. doi:10.1080/10503307 .2016.1152408
Karver, M. S., Handelsman, J. B., Fields, S., & Bickman, L. (2006). Meta-analysis of therapeutic relationship variables in youth and family therapy: The evidence for
