Afbreuk binnen pleegzorg: hoe vaak komt het voor? : een meta-analyse naar de prevalentie van afbreuk binnen de pleegzorg

25  Download (0)

Full text

(1)

Master scriptie forensische orthopedagogiek

Student: Mitchel Broers | 11986034

Begeleiders: Floor van Rooij en Geert-Jan Stams

Afbreuk binnen pleegzorg: hoe vaak komt het voor? Een meta-analyse naar

de prevalentie van afbreuk binnen de pleegzorg

Abstract

Breakdown in foster care increases behavioural problems of foster children. Where many studies focused on the risk factors of breakdown, an accurate estimate of the prevalence of breakdown is still lacking. The current study focuses on this issue. Besides, this study also focuses on the methodological moderators that might influence the estimation of the prevalence.

With a structured search strategy 52 effectsizes were found from 37 studies (N = 72.595). In a three-level meta-analysis an accurate estimate was made of the prevalance of foster care breakdown. Besides, several methodological moderators were tested for influencing the level of prevalence.

The prevalence of foster care breakdown was estimated to be 27,5% (95% CI: 24.0-31.2). Besides the type of foster care, a few demographic- and methodological study characteristics did influence the prevalence of breakdown. The prevalence was significantly higher in studies that only included adolescents (compared to studies with only young children and studies with mixed ages), in studies with non-therapeutic foster care (compared to studies with therapeutic foster care), in studies with non-kinship foster care (compared to studies with kinship foster care) and in studies using a longer measurement period.

(2)

In conclusion, more than a quarter of all foster children experienced breakdown. When out-of-home placement cannot be prevented, because of the smaller risk for breakdown, the first options to consider should be kinship- or therapeutic foster care.

Inleiding

Het komt soms voor dat een opvoedsituatie zo onveilig is dat er moet worden ingegrepen en er over wordt gegaan tot uithuisplaatsing. Er wordt dan vaak eerst gekeken of pleegzorg een optie is. In Nederland is bijvoorbeeld in de wet vastgelegd dat ‘’het college van burgemeester en wethouders er zorg voor draagt dat de jeugdige in het geval van een uithuisplaatsing, indien redelijkerwijs mogelijk, bij een pleegouder of in een gezinshuis wordt geplaatst, tenzij dit aantoonbaar niet in het belang is van de jeugdige’’ (Jeugdwet, 2014). Pleegzorg kan worden omschreven als een vorm van hulp waarbij een kind tijdelijk in een ander gezin gaat wonen (Pleegzorg Nederland, 2019).

Er is discussie gaande over welke vorm van zorg bij een uithuisplaatsing het meest effectief is en wat werkt voor wie. Gutterswijk et al. (2019) concluderen in hun meta-analyse dat behandeling van kinderen binnen therapeutische pleegzorg effectiever is in het tegengaan van probleemgedrag dan binnen residentiële zorg. Ook Li, Chng en Chu (2017) vinden in hun meta-analyse dat kinderen in pleegzorg ten opzichte van kinderen in residentiële zorg betere uitkomsten hebben wat betreft internaliserend- en externaliserend probleemgedrag. Goemans, Van Geel en Vedder (2015) vinden in hun meta-analyse echter dat de resultaten wat betreft adaptief functioneren, internaliserend-, externaliserend-, en totaal probleemgedrag niet verbeteren of verslechteren voor kinderen die in pleegzorg verblijven. Het blijft relatief gelijk. De problematiek van de kinderen binnen de pleegzorg en de kinderen binnen residentiële zorg verschilt van elkaar (Leloux-Opmeer, Kuiper, Swaab, & Scholte, 2017). Binnen de pleegzorg hebben de biologische ouders meer individuele problematiek en is er vaker sprake van gezinsproblematiek. Bij residentiële zorg is er juist bij het kind sprake van meer individuele

(3)

problematiek. Zo blijkt dat er niet zomaar een passend antwoord klaar ligt welke vorm van zorg het meest effectief is.

Een plaatsing binnen pleegzorg brengt ook risico’s met zich mee. Zo komt het voor dat plaatsingen om negatieve redenen voortijdig worden beëindigd. Dit begrip wordt afbreuk genoemd (Oosterman, Schuengel, Slot, Bullens, & Doreleijers, 2007). In de Engelstalige literatuur worden er voor dit begrip verschillende termen gebruikt, waarvan ‘breakdown’ en ‘disruption’ de meest gebruikte zijn. Meerdere studies hebben aangetoond dat afbreuk binnen de pleegzorg negatieve effecten voor de kinderen met zich meebrengt. Afbreuk betekent weer nieuwe verzorgers, weer aanpassen in een nieuwe omgeving en weer veranderingen in de sociale kring. Het kan bij een kind zorgen voor beschadiging van het vertrouwen in volwassenen, gedragsproblemen kunnen ontstaan of worden versterkt, er is risico op verslechtering van de onderwijsresultaten en ook de kans op succesvolle hereniging met de biologische ouders neemt af (Gilbertson & Barber, 2003; James, 2004; Newton, Litrownik, & Landsverk, 2000; Palmer, 1996; Sallnäs, Vinnerljung, & Westermark, 2004; Strijker et al., 2008).

Zoals we hierboven hebben gezien, is er veelal consensus over het feit dat afbreuk binnen pleegzorg negatieve gevolgen voor de kinderen met zich meebrengt. Meerdere studies hebben zich gericht op het begrijpen van de oorzaken van afbreuk om het afbreukrisico te kunnen verkleinen (Vanderfaeillie, Van Holen, & Coussens, 2008; Terling-Watt, 2001; López López, Del Valle, Montserrat, & Bravo, 2011). Toch blijft er nog een belangrijk vraagstuk onderbelicht: Hoe vaak vindt er binnen de pleegzorg afbreuk plaats? Minty (1999) heeft in zijn studie gekeken naar internationale cijfers uit jaren 60 tot en met de jaren 90 en concludeerde dat het percentage afbreuk tussen de 20-50% ligt. In Nederland en Vlaanderen ligt dit tussen de 23% en de 54% (Vanderfaeillie et al., 2018). In studies uit Denemarken (Christiansen, Havik, & Anderssen, 2010) en Noorwegen (Olsson, Egelund, & Høst, 2011)

(4)

komen afbreukpercentages van respectievelijk 44% en 39% naar voren bij uithuisgeplaatste jongeren. De percentages verschillen van elkaar, de gegeven range is soms groot en de cijfers zijn soms gebaseerd op verouderde studies en verschillende studiedesigns. Er ontbreekt een overzicht waarin een nauwkeurige schatting wordt gegeven van de wereldwijde prevalentie van afbreuk binnen de pleegzorg. Het hoofddoel van de huidige studie richt zich op dit vraagstuk.

Zoals hierboven al is beschreven verschillen de cijfers met betrekking tot de prevalentie van afbreuk binnen de pleegzorg. Er zijn een aantal methodologische factoren die deze verschillen in prevalentiecijfers mogelijk kunnen verklaren. Ten eerste zou een verklaring kunnen worden gevonden in de demografische kenmerken van de studies. Zo is er gevonden dat het risico op instabiliteit en afbreuk bijvoorbeeld hoger is bij oudere kinderen (Vinnergung, Sallnäs & Berlin, 2017) en vindt Santen (2015) dat jongens een groter risico op afbreuk lopen dan meisjes. De prevalentiecijfers zouden dus in studies die oudere kinderen en/of jongens includeren mogelijk hoger uit kunnen vallen ten opzichte van studies die jongere kinderen en/of meiden includeren. Ook kan het prevalentiecijfer worden beïnvloed door de keuze welk type pleegzorg een studie includeert. Zo vinden Wallis, Teufel en Roberts (2016) in hun studie dat het risico op instabiliteit groter is bij therapeutische pleegzorg dan bij niet-therapeutische pleegzorg. Verder zou het kunnen uitmaken of een studie bestandpleegzorg of netwerkpleegzorg includeert. Zo vinden Konijn et al. (2019) in hun meta-analyse naar plaatsingsinstabiliteit dat het risico op een instabiele plaatsing hoger ligt bij bestandspleegzorg.

Naast de demografische kenmerken zouden ook keuzes met betrekking tot de studiedesigns het prevalentiecijfer kunnen beïnvloeden. Het is bijvoorbeeld aannemelijk dat de meetperiode waarin afbreuk kan worden vastgesteld het prevalentiecijfer zou kunnen

(5)

beïnvloeden, want hoe langer de meetperiode, hoe groter de kans is dat wanneer er afbreuk plaats vindt deze ook binnen de meetperiode valt.

Tot slot zouden ook publicatiekenmerken het prevalentiecijfer kunnen beïnvloeden. Zoals eerder vermeld zit er veel spreiding in het publicatiejaar van de studies. Mogelijk heeft dit invloed op de kwaliteit van de studies of op de kwaliteit van de pleegzorg, en zo dus indirect ook op het prevalentiecijfer.

De huidige meta-analyse zal zich dus richten op het maken van een nauwkeurige schatting van de prevalentie van afbreuk binnen pleegzorg. Daarnaast wordt er onderzocht welke methodologische factoren het prevalentiecijfer beïnvloeden en wordt er ook een schatting gemaakt voor de prevalentie van afbreuk binnen pleegzorg voor verschillende subgroepen.

Methode Selectie van studies

Er zijn twee zoekstrategieën gehanteerd om relevante studies voor de huidige meta-analyse te verzamelen. Ten eerste werd er gezocht in de volgende databases: PsychINFO, Medline, Social Services Abstracts, & Web of Science. Binnen deze databases werd er gezocht naar artikelen aan de hand van een combinatie van zoektermen met betrekking tot pleegzorg (foster care, foster family, foster children of foster care) en afbreuk (breakdown, distuption, instability, terminate of replace). Een overzicht van de zoekstrategie en de precieze zoektermen staat in Bijlage 1. Ten tweede is er gekeken naar de gebruikte studies in een meta-analyse naar de risicofactoren van plaatsingsinstabiliteit (Konijn et al., 2019) om te kijken of daaruit nog relevante studies te includeren waren. Exclusiecriteria voor de huidige studie waren crisisopvang, niet-Engelstalige studies, niet-peer reviewed artikelen, proefschriften en thesissen. Verder moest het expliciet gaan om afbreuk (vaak ‘breakdown’, ‘disruption’ of

(6)

‘unplanned termination’) en waren veel bestudeerde termen als ‘placement instability’ (instabiliteit) of ‘termination’ (beëindiging) niet dekkend voor het begrip afbreuk.

De verzamelde artikelen zijn vervolgens ontdubbeld in het programma Zotero (Center for History and New Media, 2018) en zijn vervolgens aan de hand van de abstract gescand op relevantie in het programma Rayyan (Ouzzani, Hammady, Fedorowicz, & Elmagarmid, 2016). Vervolgens is de overgebleven selectie van artikelen in zijn geheel bestudeerd waarbij er werd gekeken naar relevantie en of er een prevalentiecijfer kon worden uitgehaald. In Figuur 1 is deze selectieprocedure schematisch weergegeven.

Codering

Figuur 1. PRISMA flow diagram.

Records identified through database searching (n = 2360 ) Sc reen in g Inc lude d Eli gib ilit y Ide nti fic at io n

Additional records identified through other sources

(n = 30 )

Records after duplicates removed (n = 1433 )

Records screened

(n = 1433 ) Records excluded (n = 1257 )

Full-text articles assessed for eligibility

(n = 176 )

Full-text articles excluded, with reasons (niet bruikbaar, thesissen of proefschriften) (n = 140 ) Studies included in qualitative synthesis (n = 37 ) Studies included in quantitative synthesis (meta-analysis) (n = 37 )

(7)

Voor het selecteren en coderen van relevante informatie uit de studies is gebruik gemaakt van een codeerschema. In Tabel 1 is weergegeven welke gegevens er werden gecodeerd. De gecodeerde gegevens zijn overkoepelend te plaatsen drie categorieën van moderatoren: demografische kenmerken, studiedesign en publicatiekenmerken. Onder demografische kenmerken vallen de kenmerken van de steekproef zoals het land waarin de data is verzameld en binnen welk type pleegzorg de steekproef valt. Onder studiedesign vallen gegevens als de meetperiode en hoe de informatie is verzameld. Publicatie kenmerken richt zich op het jaar van publicatie. Verder werden er bij een aantal studies meerdere prevalentiecijfers (effectgroottes) vermeld (bijvoorbeeld één voor netwerkpleegzorg en één voor bestandpleegzorg). Bij zes studies heeft de onderzoeker dit (op basis van de gegeven statistieken) zelf verrekend om tot meer volledige data te komen. Wanneer dit laatste het geval was is dit ook genoteerd en getoetst als eventuele moderator. Het coderen gebeurde in SPSS (IBM Corp, 2017).

(8)

Analyses

Zoals in de vorige alinea is benoemd zijn er een aantal studies geïncludeerd waaruit meerdere effectgroottes (prevalentiecijfers) konden worden gehaald (al dan niet zelf verrekend). Over het algemeen wordt er aangenomen dat effectgroottes die uit dezelfde studie komen meer op elkaar lijken dan effectgroottes die uit verschillende studies komen, omdat ze zijn afgeleid uit dezelfde steekproef, methoden en condities (Houben, Van den Noortgate, &

Tabel 1

Codeerschema

Variabele Codering

Algemeen

Prevalentiecijfer Prevalentiecijfer in proportie

N Cijfer steekproefgrootte

Demografische kenmerken

Leeftijdscategorie* 1. Jongere kinderen (1-12) 2. Adolescenten (12+) 3. Gemengde groep

Werelddeel* 1 Noord-Amerika (V.S. + Canada) 2. Europa

3. Australië

Etnische minderheden* Percentage etnische minderheden Gender* Percentage vrouwen

Gemiddelde leeftijd Cijfer gemiddelde leeftijd Range leeftijd Cijfer onder- en bovengrens Type pleegzorg* 1. Netwerkpleegzorg

2. Bestandpleegzorg

Therapeutisch?* 1. Niet-therapeutische pleegzorg 2. Therapeutische pleegzorg Studiedesign

Type dataverzameling* 1. Prospectief 2. Retrospectief Informatiebron* 1. Pleegouder

2. Social worker 3. Dossierinformatie 4. Gemengd

Meetperiode* Meetperiode in maanden Publicatie kenmerken

Jaar van publicatie* Jaartal publicatie Naam Tijdschrift Naam

Titel artikel Titel

Auteurs Namen auteurs

Meerdere effectgroottes verrekend

binnen één artikel* 1. Nee 2. Ja

(9)

Kuppens, 2015). Omdat onafhankelijkheid een belangrijk aspect is bij een meta-analyse is er gekozen voor een benadering waar effectafhankelijkheid in wordt meegenomen.

Er is daarom gekozen om een multilevel meta-analyse uit te voeren in R (versie 3.6.0, R Core Team, 2019). In een drie-level meta-analyse is de variantie op drie verschillende niveaus geanalyseerd: (1) totale variantie, (2) variantie in effectgroottes binnen studies en (3) variantie in effectgroottes tussen studies. Dit model maakte het mogelijk om een gecombineerd prevalentiecijfer te berekenen. Daarbij moet er vermeld worden dat er een dubbele arcsine transformatie (Barendregt et al., 2013) heeft plaatsgevonden, wat zorgt voor een normale verdeling van de prevalentie. De analyses zijn gedraaid over deze getransformeerde effectgroottes, maar ten behoeve van de interpretatie zijn deze na de uitgevoerde analyses weer terug getransformeerd naar prevalenties.

Verder is er voor iedere mogelijke moderator een analyse gedraaid in R (versie 3.6.0, R Core Team, 2019). Hiervoor zijn eerst in SPSS (IBM Corp, 2017) de continue variabelen gecentreerd rondom het gemiddelde en zijn er dummy variabelen aangemaakt voor de categorische variabelen. Verder is er voor de moderator analyses gebruikt gemaakt van de R syntax welke is ontwikkeld door Assink en Wibbelink (2016). Er is geanalyseerd of de moderatoren significant zijn en in hoeverre deze het prevalentiecijfer beïnvloeden.

Studies met significante effecten hebben een grotere kans om gepubliceerd te worden. Binnen deze studie heeft een analyse plaatsgevonden voor publicatiebias volgens de trim en fill methode (Duval & Tweedie, 2000), welke test of effectgrootten aan de linker kant van de verdeling ontbreken. Wanneer dit het geval is kan er sprake zijn van een overschatting van de ware effectgrootte. Ontbrekende effectgroottes aan de rechter kant van de verdeling zou kunnen wijzen op een onderschatting van de ware effectgrootte. Deze analyse is uitgevoerd in SPSS (IBM Corp, 2017).

(10)

Beschrijvende statistieken

In de huidige meta-analyse zijn 37 studies (k) geïncludeerd waaruit 52 effectgroottes (prevalentiecijfers) zijn gehaald. De totale steekproef (N) betreft 72.595 pleegkinderen. Daarvan betreft de studie met de grootste steekproefomvang 21.914 en de studie met de kleinste steekproefopvang 19 kinderen. De studies zijn gepubliceerd tussen 1991 en 2019 en zijn uitgevoerd in Noord-Amerika (k = 10), Europa (k = 26) en Australië (k = 2), waarbij er in één studie effectgroottes uit twee werelddelen werden verzameld. Het percentage vrouwen in de steekproef betreft 49.3 (k = 32). Kenmerken als de gemiddelde leeftijd of het percentage etnische minderheden worden hier niet vermeld vanwege een te groot aantal missende data. Gecombineerde prevalentie

Het gecombineerde prevalentiecijfer voor de totale set studies (k = 37, N = 72.595) komt uit op 27.5% (95% CI: 24.0-31.2%; p < .001). Dit betekent dat in deze studie is gevonden dat het risico op afbreuk binnen pleegzorg 27.5% (95% CI: 24.0-31.2) is. Verder is er wel significante variantie gevonden binnen studies maar niet tussen studies (zie Tabel 2) en zijn er geen aanwijzingen gevonden voor publicatie bias (zie Figuur 2).

(11)

Figuur 2. Funnel plot in SPSS Tabel 2 Gecombineerde prevalentie Uitkomst-maat k #ES M % 95% CI t σ 2

level 2 σ2level 3 % Var.

Level 1 % Var. Level 2 % Var. Level 3

Prevalenti-ecijfer afbreuk 37 52 27.507 24.004 ; 31.202 27.613 *** 0.052*** 0.013 1.345 78.784 19.871 Moderator analyses

De resultaten van alle moderator analyses staan gepresenteerd in Tabel 3.

Demografische kenmerken. De resultaten van de moderator analyse voor leeftijd

(leeftijdscategorie: adolescents, childhood, gemengd) zijn significant. Er is gevonden dat het prevalentiecijfer voor studies met adolescenten (36.6%) significant hoger ligt dan voor studies met jongere kinderen (18.3%) of studies met een gemengde groep (26.6%). Daarnaast is er gevonden dat het prevalentiecijfer voor studies die bestandpleegzorg includeerden (33.2%) significant hoger ligt dan voor studies die netwerkpleegzorg includeerden (24.6%). Verder is

ES_transformed S tandar d E rror 0. 226 0. 176 0. 126 0. 075 0. 025 0.60 0.80 1.00 1.20 1.40 1.60 1.80

(12)

er gevonden dat het prevalentiecijfer voor studies die therapeutische pleegzorg onderzoeken (16.6%) significant lager ligt dan studies die niet-therapeutische pleegzorg onderzoeken (29.2%). Bij de moderator analyses voor sekseverschillen, etnische minderheden en uit welk werelddeel de respondenten komen zijn geen significante effecten gevonden. Binnen deze studie zijn deze moderatoren dus niet van invloed op het prevalentiecijfer van afbreuk.

Studiedesign. Er is een positief significant verband gevonden tussen de meetperiode

van de studie en de hoogte van het prevalentiecijfer, waarbij het prevalentiecijfer dus toeneemt naarmate de studie ervoor kiest om een langere meetperiode te gebruiken om afbreuk in kaart te brengen. Bij de moderator analyses over de twee moderatoren hoe de data is verzameld (respectievelijk, retrospectief of prospectief; en informant: dossier, pleegouders, social worker, gemengd) zijn geen significante effecten gevonden.

Publicatie kenmerken. De resultaten voor de moderator analyse voor het jaar van

publicatie is niet significant. Binnen deze studie is dus gevonden dat het jaar van publicatie niet van invloed is op de hoogte van het prevalentiecijfer van afbreuk.

Tot slot zijn er geen significante effecten gevonden voor de analyse of het uitmaakt of de onderzoeker in deze studie zelf meerdere prevalentiecijfers uit één artikel heeft verrekend (om tot meer volledige data te komen).

(13)

Tabel 3

Moderator analyses

Moderator variable k #ES %/b0* t0 Δ/b1 t1 F(df1, df2)

Demografische kenmerken Leeftijdscategorie 4.877*(2, 49) adolescents (RC) 8 12 36.58 16.290*** childhood 4 5 18.27 7.789*** -18.31 -2.911** gemengd 26 35 26.64 24.751*** -9.94 -2.428* Werelddeel 0.056(2, 49) Europa (RC) 26 36 27.17 22.372*** Noord-Amerika 10 14 28.43 14.809*** 1.26 0.334 Australië 2 2 26.68 5.780*** -0.49 0.029

Percentage etnische minderheden 20 27 1.17 18.558*** 0.00 1.715 2.115(1, 25) Percentage meiden 33 46 1.10 24.436*** -0.01 1.356 1.838(1, 44) Type pleegzorg 5.538*(1, 27) bestand pleegzorg (RC) 16 17 33.22 19.832*** netwerk pleegzorg 12 12 24.57 14.654*** -8.65 -2.353* Therapeutisch? 6.161*(1, 48) niet-therapeutische pleegzorg (RC) 34 42 29.19 26.219*** therapeutische pleegzorg 4 8 16.62 7.493*** -12.57 -2.482* Studiedesign Retro- of prospectief 2.953(1,50) retrospectief (RC) 26 37 29.49 24.533*** prospectief 10 15 22.78 13.510*** -6.71 -1.719 Informant 2.585(3, 48) dossier (RC) 28 42 27.20 25.426*** pleegouders 1 1 10.48 2.838** -16.72 -1.406 social worker 1 1 9.01 2.723** -18.19 -1.620 gemengd 7 8 34.78 13.330*** 7.58 1.603

Meerdere data uit één steekproef? 0.808(1, 50)

nee (RC) 29 38 28.51 24.010***

ja 7 14 24.70 13.001*** -3.81 -0.899

Meetperiode in maanden 33 47 1.10 28.177*** 0.00 2.21 4.900*(1, 45)

Publicatiekenmerken

Publicatiejaar 36 52 1.11 27.323*** -0.00 -0.625 0.390(1, 50)

(14)

Discussie

Het hoofddoel van deze meta-analyse was om een nauwkeurige schatting te geven van de prevalentie van afbreuk binnen pleegzorg. Resultaten van de huidige studie tonen aan dat de prevalentie van afbreuk binnen pleegzorg geschat kan worden op 27.5% (95% CI: 24.0-31.2). Naast dit algemene prevalentiecijfer heeft de studie zich ook gericht op factoren die het prevalentiecijfer beïnvloeden. Er is gevonden dat de hoogte van het prevalentiecijfer afhankelijk is van een aantal demografische en methodologische kenmerken van studies, naast de vorm van pleegzorg. Zo valt het prevalentiecijfer hoger uit bij studies die alleen adolescenten includeren ten opzichte van studies die alleen jongere kinderen of een gemengde leeftijdsgroep includeren en liggen de prevalentiecijfers ook hoger bij studies met bestandspleegzorg ten opzichte van netwerkpleegzorg. Bij studies met niet-therapeutische pleegzorg ligt het prevalentiecijfer ook hoger ten opzichte van studies met therapeutische pleegzorg. Tot slot is het ook van belang hoe lang de meetperiode is waarover de onderzoeker data verzamelt: hoe langer de meetperiode des te hoger het prevalentiecijfer uitvalt.

Minty (1999) was met zijn studie een van de eerste die probeerde weer te geven hoe hoog de prevalentie van afbreuk binnen de pleegzorg was. In zijn studie is er gekeken naar internationale cijfers uit jaren 60 tot en met de jaren 90 en werd geconcludeerd dat het percentage afbreuk tussen de 20-50% ligt. Het geschatte prevalentiecijfer in de huidige studie (27.5%, 95% CI: 24.0-31.2) valt binnen de marge van dit eerdere onderzoek. Toch kan met de huidige nauwkeurige schatting wel gezegd worden dat eerder één op de vier van de plaatsingen eindigt in afbreuk dan één op de twee.

Binnen deze studie is er naar de moderatoren gekeken als methodologische kenmerken van een studie die het prevalentiecijfer beïnvloeden. Een aantal van de gevonden moderatoren in de huidige studie kunnen echter ook gezien worden als een inhoudelijke risicofactor voor afbreuk. Zo vinden Konijn et al. (2019) in hun studie naar de risicofactoren van

(15)

plaatsingsinstabiliteit binnen de pleegzorg vergelijkbare resultaten. Zij vinden ook dat een hogere leeftijd en bestandspleegzorg beide een risicofactor zijn ten opzichte van respectievelijk een lagere leeftijd en netwerkpleegzorg. Daarnaast werd er net als in de huidige studie geen significant effect gevonden voor de factor etnische minderheden. Verder is het opvallend dat Wallis, Teufel en Roberts (2016) in hun studie vonden dat het risico op plaatsingsinstabiliteit hoger ligt bij therapeutische pleegzorg, maar dat in de huidige studie is gevonden dat het prevalentiecijfer van afbreuk juist lager ligt bij therapeutische pleegzorg. Een mogelijke verklaring voor de bevindingen van Wallis et al. is dat in hun studie de steekproef van therapeutische pleegzorg een hogere leeftijd had in vergelijking met de steekproef van niet-therapeutische pleegzorg. Ook in hun studie was leeftijd een belangrijke factor voor stabiliteit. Al met al zien we dus dat de huidige resultaten grotendeels overeenkomen met bevindingen van andere studies.

Verder wordt er ook gevonden dat de meetperiode het prevalentiecijfer beïnvloedt: hoe langer er wordt gemeten hoe hoger het prevalentiecijfer uitvalt. Dit betekent dat ondanks dat het risico op afbreuk het grootst is in de eerste maanden na plaatsing (eerste 6 maanden volgens Wulczyn, Kogan, en Harden (2003); eerste 18 maanden volgens Vanderfaeillie et al., (2018)), het prevalentiecijfer toch blijft toenemen naarmate er een langere meetperiode wordt gehanteerd om afbreuk constateren.

Enkele beperkingen van de studie dienen te worden genoemd. Ten eerste zijn bij de moderator analyses de prevalentiecijfers van een aantal subgroepen gebaseerd op basis van relatief weinig studies. Zo is het geschatte prevalentiecijfer van therapeutische pleegzorg bijvoorbeeld maar gebaseerd op 4 studies en 8 effectgroottes en ook binnen de moderator leeftijdscategorie zijn de prevalentiecijfers van adolescenten (k = 8, ES = 12) en jongere kinderen (k = 4, ES = 5) op relatief weinig studies gebaseerd. Hierdoor zijn deze gegevens

(16)

minder representatief voor alle pleegkinderen in vergelijking met het gecombineerde prevalentiecijfer.

Een tweede beperking zit hem in de gebieden waar de geïncludeerde studies zijn uitgevoerd. Dit waren Noord-Amerika (V.S. en Canada), Europa (voornamelijk noordwest Europa) en Australië. Dit zijn veelal goed ontwikkelde en westerse landen, waar ook (financiële) ondersteuning wordt geboden aan de pleegouders. De resultaten van deze studie zijn dan ook enkel representatief voor de gebieden waarin is gemeten en geven geen volledig beeld van de gehele wereldpopulatie.

Naast deze beperkingen dienen ook de sterke punten van de studie genoemd te worden. Ten eerste heeft deze meta-analyse door de grote steekproef (k = 37, ES = 52, N = 72.595) een nauwkeurige schatting kunnen maken van de prevalentie van afbreuk binnen pleegzorg. Naar ons weten is dit voor het eerst dat er op deze manier een grootschalige schatting is gemaakt van het prevalentiecijfer van afbreuk binnen pleegzorg.

Daarnaast is ook de methodologische blik vernieuwend van waaruit naar de beïnvloeding van de verschillende prevalentiecijfers is gekeken. Veel studies richten zich op de inhoudelijke risicofactoren die afbreuk beïnvloeden, terwijl de huidige studie op basis van studiekenmerken heeft gekeken naar de verschillen in prevalentiecijfers. Zo werd er gevonden dat hoogte van het prevalentiecijfer onder andere wordt beïnvloed door de keuzes die wetenschappers maken voor hun studie. Deze constatering moet daarom worden meegenomen bij de interpretatie van studies die onderzoek doen naar afbreuk binnen pleegzorg.

Uit de huidige meta-analyse blijkt uit een nauwkeurige schatting dat ruim een kwart van de jongeren die geplaatst wordt binnen pleegzorg afbreuk ervaart. Dit percentage ligt nog hoger bij adolescenten. Wanneer naast het afbreukrisico (met de negatieve gevolgen van dien) ook wordt meegenomen dat kinderen binnen pleegzorg zich niet positief ontwikkelen op

(17)

adaptief functioneren, internaliserend-, externaliserend-, en totaal probleemgedrag (Goemans, Van Geel, & Vedder, 2015) is dit zorgelijk. Zeker omdat pleegkinderen vaak de pleegzorg binnenkomen met problemen. In de inleiding beschreven we dat in Nederland de eerste aangewezen optie bij uithuisplaatsing pleegzorg of een gezinshuis is. Moet op basis van deze bevindingen de vraag niet gesteld worden of pleegzorg wel de beste optie is?

Tegelijkertijd wordt er gevonden dat kinderen binnen de pleegzorg wel betere resultaten behalen dan vergelijkbare kinderen binnen de residentiële zorg (Li, Chng, & Chu, 2017). Verdere implicaties voor de praktijk zijn dan ook om als de keuze wordt gemaakt om over te gaan tot uithuisplaatsing, eerst te kijken naar netwerkpleegzorg (tegenover bestandpleegzorg) of therapeutische pleegzorg (tegenover niet-therapeutische pleegzorg), omdat het risico op afbreuk hier nadrukkelijk lager ligt. Wanneer dit niet haalbaar is lijkt het extra belangrijk om in te zetten op ondersteuning in de gezinnen om de kans op afbreuk zo klein mogelijk te houden. Het is belangrijk dat de overheid en de pleegzorgorganisaties gaan onderzoeken hoe zij het risico op afbreuk kunnen verkleinen en hoe zij dit zouden kunnen implementeren in de praktijk.

Overstijgend moet er kritisch gekeken worden naar de resultaten van uithuisplaatsing. De effecten van de pleegzorg en de residentiële zorg zijn matig (Goemans et al., 2015 ; Gutterswijk et al., 2019). Wanneer er van tevoren bekend is dat ruim één op de vier pleegzorgplaatsingen om negatieve redenen voortijdig wordt beëindigd, moet er dan niet drastisch worden ingezet op het verminderen van uithuisplaatsingen?

(18)

Referentielijst

De studies met een sterretje (*) zijn geïncludeerd in de huidige meta-analyse.

Assink, M., & Wibbelink, C. J. M. (2016). Fitting three-level meta-analytic models in R: A step-by-step tutorial. The Quantitative Methods for Psychology, 12(3), 154–174. https://doi.org/10.20982/tqmp.12.3.p154.

*Barber, J., Delfabbro, P., & Cooper, L. (2001). The predictors of unsuccessful transition to foster care. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 42(6), 785–790.

https://doi.org/10.1017/S002196300100751X

*Barber, J., & Delfabbro, P. (2003). The first four months in a new foster placement: Psychosocial adjustment, parental contact and placement disruption. Journal of

Sociology and Social Welfare, 30, 69– 85.

Barendregt, J. J., Doi, S. A., Lee, Y. Y., Norman, R. E., & Vos, T. (2013). Meta-analysis of prevalence. J Epidemiol Community Health, 67(11), 974-978.

*Bernedo, I., García-Martín, M., Salas, M., & Fuentes, M. (2016). Placement stability in non-kinship foster care: variables associated with placement disruption. European Journal

of Social Work, 19(6), 917–930. https://doi.org/10.1080/13691457.2015.1076770

*Boer, F., & Spiering, S. (1991). Siblings in foster care: Success and failure. Child Psychiatry

and Human Development, 21(4), 291–300. https://doi.org/10.1007/BF00705933

Center for History and New Media. 2018. Zotero. George Mason-university.

Christiansen, Ø., Havik, T., & Anderssen, N. (2010). Arranging stability for children in long-term out-of-home care. Children and Youth Services Review, 32(7), 913–921. https://doi.org/10.1016/j.childyouth.2010.03.002

*Del Valle, J., López, M., Montserrat, C., & Bravo, A. (2009). Twenty years of foster care in Spain: Profiles, patterns and outcomes. Children and Youth Services Review, 31(8), 847–853. https://doi.org/10.1016/j.childyouth.2009.03.007

Duval, S., & Tweedie, R. (2000). Trim and fill: A simple funnel-plot-based method of testing and adjusting for publication bias in meta-analysis. Biometrics, 56, 455-463.

http://dx.doi.org/10.1111/j.0006-341x.2000.00455.x

*Farmer, E. (2009). How do placements in kinship care compare with those in non‐kin foster care: placement patterns, progress and outcomes? Child & Family Social Work, 14(3), 331–342. https://doi.org/10.1111/j.1365-2206.2008.00600.x

*Farmer, E. (2009). Making kinship care work. Adoption & Fostering, 33(3), 15–27. https://doi.org/10.1177/030857590903300303

*Farmer, E. (2010). What factors relate to good placement outcomes in kinship care? British

(19)

*Fisher, P., Stoolmiller, M., Mannering, A., Takahashi, A., & Chamberlain, P. (2011). Foster placement disruptions associated with problem behavior: Mitigating a threshold fffect. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 79(4), 481–487.

https://doi.org/10.1037/a0024313

Gilbertson, R., & Barber, J. G. (2003). Breakdown of foster care placement: Carer perspectives and system factors. Australian Social Work, 56, 329–339

Goemans, A., van Geel, M., & Vedder, P. (2015). Over three decades of longitudinal research on the development of foster children: A meta-analysis. Child Abuse & Neglect, 42, 121–134. https://doi.org/10.1016/j.chiabu.2015.02.003

Gutterswijk, R., Kuiper, C., Lautan, N., Kunst, E., Van der Horst, F., Stams, G., & Prinzie, P. Manuscript in preparation. The outcome of non-institutional youth care compared institutional youth care: A multilevel meta-analysis. Horizon Jeugdzorg en Onderwijs: Rotterdam.

*Hansson, K., & Olsson, M. (2012). Effects of multidimensional treatment foster care (MTFC): Results from a RCT study in Sweden. Children and Youth Services

Review, 34(9), 1929–1936. https://doi.org/10.1016/j.childyouth.2012.06.008

*Holtan, A., Handegård, B., Thørnblad, R., & Vis, S. (2013). Placement disruption in long-term kinship and nonkinship foster care. Children and Youth Services Review, 35(7), 1087–1094. https://doi.org/10.1016/j.childyouth.2013.04.022

Houben, M., Van den Noortgate, W., & Kuppens, P. (2015). The relation between short-term emotion dynamics and psychological well-being: A meta-analysis. Psychological Bulletin, 141(4), 901–930. https://doi.org/10.1037/a0038822.

IBM Corp. Released 2017. IBM SPSS Statistics for Windows, Version 25.0. Armonk, NY: IBM Corp.

James, S. (2004). Why do foster care placements disrupt? An investigation of reasons for placement change in foster care. Social Service Review, 78, 601–627

Jeugdwet. (2014). Artikel 2.3.6. Geraadpleegd op 2 maart 2019 via https://wetten.overheid.nl/BWBR0034925/2019-07-01.

*Kalland, M., & Sinkkonen, J. (2001). Finnish children in foster care: Evaluating the breakdown of long-term placements. Child Welfare, 80(5), 513–527.

*Koh, E., & Testa, M. (2008). Propensity score matching of children in kinship and nonkinship foster care: Do permanency outcomes still differ? Social Work

Research, 32(2), 105–116. https://doi.org/10.1093/swr/32.2.105

Konijn, C., Admiraal, S., Baart, J., van Rooij, F., Stams, G., Colonnesi, C., … Assink, M. (2019). Foster care placement instability: A meta-analytic review. Children And Youth

(20)

*Leathers, S. (2005). Separation from siblings: Associations with placement adaptation and outcomes among adolescents in long-term foster care. Children and Youth Services

Review, 27(7), 793–819. https://doi.org/10.1016/j.childyouth.2004.12.015

*Leathers, S. (2006). Placement disruption and negative placement outcomes among adolescents in long-term foster care: The role of behavior problems. Child Abuse &

Neglect, 30(3), 307–324. https://doi.org/10.1016/j.chiabu.2005.09.003

Leloux-Opmeer, H., Kuiper, C., Swaab, H., & Scholte, E. (2017). Children referred to foster care, family-style group care, and residential care: (How) do they differ? Children and

Youth Services Review, 77, 1–9. https://doi.org/10.1016/j.childyouth.2017.03.018

Li, D., Chng, G. S., & Chu, C. M. (2017). Comparing Long-Term Placement Outcomes of Residential and Family Foster Care: A Meta-Analysis. Trauma, Violence, & Abuse. https://doi.org/10.1177/1524838017726427

*Lipscombe, J., Farmer, E., & Moyers, S. (2003). Parenting fostered adolescents: skills and strategies. Child & Family Social Work, 8(4), 243–255. https://doi.org/10.1046/j.1365-2206.2003.00294.x

*López López, M., Del Valle, J., Montserrat, C., & Bravo, A. (2011). Factors affecting foster care breakdown in Spain. The Spanish Journal of Psychology, 14(1), 111–122.

https://doi.org/10.5209/rev_SJOP.2011.v14.n1.9

*Lutman, E., Hunt, J., & Waterhouse, S. (2009). Placement stability for children in kinship care: A long-term follow-up of children placed in kinship care through care

proceedings. Adoption & Fostering, 33(3), 28–39. https://doi.org/10.1177/030857590903300304

*Meloy, M., & Phillips, D. (2012). Foster children and placement stability: The role of child care assistance. Journal of Applied Developmental Psychology, 33(5), 252–259. https://doi.org/10.1016/j.appdev.2012.06.001

Minty, B. (1999). Annotation: Outcomes in long-term foster family care. Journal Of Child

Psychology And Psychiatry And Allied Disciplines, 40(7), 991–999

Newton, R. R., Litrownik, A. J., & Landsverk, J. A. (2000). Children and youth in foster care: Disentangling the relationship between problem behaviors and number of placements. Child Abuse and Neglect, 24, 1363–1374

Olsson, M., Egelund, T., & Høst, A. (2012). Breakdown of teenage placements in Danish out‐ of‐home care. Child & Family Social Work, 17(1), 13–22.

https://doi.org/10.1111/j.1365-2206.2011.00768.x

Oosterman, M., Schuengel, C., Wim Slot, N., Bullens, R., & Doreleijers, T. (2007).

Disruptions in foster care: A review and meta-analysis. Children and Youth Services

(21)

Ouzzani, M., Hammady, H., Fedorowicz, Z., & Elmagarmid, A.. Rayyan — a web and mobile app for systematic reviews. Systematic Reviews (2016) 5:210, DOI: 10.1186/s13643-016-0384-4

Palmer, S. E. (1996). Placement stability and inclusive practice in foster care: An empirical study. Children and Youth Services Review, 18, 589–601

*Perry, G., Daly, M., & Macfarlan, S. (2014). Maternal foster families provide more stable placements than paternal families. Children and Youth Services Review, 46(C), 155– 159. https://doi.org/10.1016/j.childyouth.2014.08.016

Pleegzorg Nederland. 2019. Wat is pleegzorg? Geraadpleegd op 19 maart 2019 via https://pleegzorg.nl/pleegzorg/wat-is-pleegzorg/

R Core Team. 2019. R: A Language and Environment for Statistic Computing. R Foundation for Statistical Computing. Vienna, Austria.

*Sallnäs, M., Vinnerljung, B., & Kyhle Westermark, P. (2004). Breakdown of teenage placements in Swedish foster and residential care. Child & Family Social Work, 9(2), 141–152. https://doi.org/10.1111/j.1365-2206.2004.00309.x

*Santen, E. (2015). Factors associated with placement breakdown initiated by foster parents – empirical findings from Germany. Child & Family Social Work, 20(2), 191–201. https://doi.org/10.1111/cfs.12068

*Smith, D., Stormshak, E., Chamberlain, P., & Bridges Whaley, R. (2001). Placement disruption in treatment foster care. Journal of Emotional and Behavioral

Disorders, 9(3), 200–205. https://doi.org/10.1177/106342660100900306

*Staff, I., & Fein, E. (1992). Together or separate: A study of siblings in foster care. Child

Welfare, 71(3), 257–270.

*Strijker, J., Knorth, E., Knot-Dickscheit, J. (2008). Placement history of foster children: A study of placement history and outcomes in long-term family foster care. Child

Welfare, 87(5), 107–125.

*Strijker, J., & Van De Loo, S. (2010). Placement breakdown among foster children with intellectual disabilities. The British Journal of Development Disabilities, 56(111), 111–121. https://doi.org/10.1179/096979510799102899

*Strijker, J., Van Oijen, S., Knot-Dickscheit, J. (2011). Assessment of problem behaviour by foster parents and their foster children. Child & Family Social Work, 16(1), 93–100. https://doi.org/10.1111/j.1365-2206.2010.00717.x

*Strijker, J., Zandberg, T., & van der Meulen, B. (2002). Indicators for placement in foster care. The British Journal of Social Work, 32(2), 217–231.

https://doi.org/10.1093/bjsw/32.2.217

*Strijker, J., Zandberg, T., & Meulen, B. (2005). Typologies and outcomes for foster

children. Child and Youth Care Forum, 34(1), 43–55. https://doi.org/10.1007/s10566-004-0881-9

(22)

*Terling-Watt, T. (2001). Permanency in kinship care: an exploration of disruption rates and factors associated with placement disruption. Children and Youth Services

Review, 23(2), 111–126. https://doi.org/10.1016/S0190-7409(01)00129-3

*Vanderfaeillie, J., Goemans, A., Damen, H., Van Holen, F., & Pijnenburg, H. (2018). Foster care placement breakdown in the Netherlands and Flanders: Prevalence, precursors, and associated factors. Child & Family Social Work, 23(3), 337–345.

https://doi.org/10.1111/cfs.12420

*Vanderfaeillie, J., Van Holen, F., Carlier, E., & Fransen, H. (2018). Breakdown of foster care placements in Flanders: incidence and associated factors. European Child &

Adolescent Psychiatry, 27(2), 209–220. https://doi.org/10.1007/s00787-017-1034-7

*Vanderfaeillie, J., Van Holen, F., & Coussens, S. (2008). Why do foster care placements break down? A study into the factors influencing foster care placement breakdown in Flanders. International Journal of Child & Family Welfare, 11, 77-87.

*Vanderfaeillie, J., Van Holen, F., De Maeyer, S., Belenger, L., & Gypen, L. (2017). Who returns home? Study on placement outcomes of Flemish foster children. Child &

Family Social Work, 22(1), 503–514. https://doi.org/10.1111/cfs.12269

*Van Rooij, F., Maaskant, A., Weijers, I., Weijers, D., & Hermanns, J. (2015). Planned and unplanned terminations of foster care placements in the Netherlands: Relationships with characteristics of foster children and foster placements. Children and Youth

Services Review, 53, 130–136. https://doi.org/10.1016/j.childyouth.2015.03.022

*Vinnerljung, B., Sallnäs, M., & Berlin, M. (2017). Placement breakdowns in long‐term foster care – a regional Swedish study. Child & Family Social Work, 22(1), 15–25. https://doi.org/10.1111/cfs.12189

Wallis, E., Teufel, R., & Roberts, J. (2016). Placement Stability in Therapeutic and Non-Therapeutic Foster Care Placements in South Carolina. Pediatrics, 137(Supplement 3), 34A–34A. https://doi.org/10.1542/peds.137.Supplement_3.34A

*Westermark, P. K., Hansson, K., & Vinnerljung, B. (2008). Does Multidimensional Treatment Foster Care (MTFC) reduce placement breakdown in foster care. International Journal of Child & Family Welfare, 4, 155-171.

Wulczyn, F., Kogan, J., & Harden, B. J. (2003). Placement stability and movement trajectories. Social Service Review, 77, 212–236.

(23)

Mitchel Broers Floor van Rooij Janneke Staaks

Databases

PsycINFO 877 results (February 20, 2019)

Medline 286 results (February 20, 2019)

Social services abstracts 592 results (February 20, 2019) Web of Science 605 results (February 20, 2019)

Total 2360 results

Total, deduplicated x.xxx results

NB. the author should be able to fill out the PRISMA statement flow diagram. Other search techniques

• Scoping: using combinations of keywords to find results. This is a good method for

preparing a systematic review, especially with regard to finding search terms. You don’t have to report this, but be aware that this is different from a systematic search.

• Expert consultation (how, who)

o E.g. contacting authors, discussion lists, fora, presentation, discussion with

expert panel

• Citation tracking (how; which articles, which database) o Backward citation tracking (literature list)

o Forward citation tracking (cited by in GS/WoS/Scopus) o Also reviews and other meta's

• Hand searching: manually scanning the index of sources, without the use of search

technique.

o e.g. journal where you’ll submit the SR

o Publication bias concerns? => conference proceedings

o Language concerns? => journals in that language (e.g. Dutch, German, etc) o Is grey literature important? => professional journals (beroepstijdschriften),

websites of organisations that publish reports, etc. Extra information

Click here for the systematic reviews resources list with tutorials and information about importing and exporting references, deduplication and screening

PsycINFO

(24)

#1 Pleegzorg

foster care/ OR foster children/ OR foster parents/ OR (foster car* OR foster parent* OR foster child* OR foster famil*).ti,ab,id.

#2 afbreuk

(disrupt* OR breakdown* OR break* down* OR broke down OR replace* OR ((multiple OR instability) ADJ3 placement*) OR terminat*).ti,ab,id.

1 AND 2 877 results Medline

Ovid

#1 Pleegzorg

foster home care/ OR child, foster/ OR (foster car* OR foster parent* OR foster child* OR foster famil*).ti,ab,kf.

#2 afbreuk

(disrupt* OR breakdown* OR break* down* OR broke down OR replace* OR ((multiple OR instability) ADJ3 placement*) OR terminat*).ti,ab,kf.

1 AND 2 286 results Web of Science

#1 Pleegzorg

TS=("foster car*" OR "foster parent*" OR "foster child*" OR "foster famil*") #2 Afbreuk

TS=("disrupt*" OR "breakdown*" OR "break* down*" OR "broke down" OR "replace*" OR (("multiple" OR "instability") NEAR/2 "placement*") OR "terminat*")

1 AND 2 605 results Social Services Abstracts

Proquest

#1 Pleegzorg

ALL("foster car*" OR "foster parent*" OR "foster child*" OR "foster famil*") #2 Afbreuk

ALL("disrupt*" OR "breakdown*" OR "break* down*" OR "broke down" OR "replace*" OR (("multiple" OR "instability") NEAR/2 "placement*") OR "terminat*")

(25)

Figure

Updating...

References

Related subjects :