Het effect van Trauma-Focused Cognitive Behavioural Therapy (TF-CBT) Met Ouderbetrokkenheid voor Kinderen en Adolescenten
met een Posttraumatische Stressstoornis (PTSS): een Multilevel Meta-Analyse
Universiteit van Amsterdam Masterthesis
Master Pedagogische Wetenschappen – Forensische Orthopedagogiek Student: Katalin Somers (11405937)
Scriptiebegeleider: prof. dr. G.J.J.M. Stams
INHOUDSOPGAVE
ABSTRACT ... 3
SAMENVATTING ... 4
INLEIDING ... 5
Trauma-Focused Cognitive Behavioural Therapy (TF-CBT) ... 5
Rol ouderbetrokkenheid ... 7 Moderatoren ... 9 Kindfactoren ... 9 Ouderfactoren ... 11 Therapeutische factoren ... 11 Methodologische factoren ... 12 METHODE ... 12 Inclusie criteria ... 12 Zoekstrategie ... 13
Codering van participant-, programma/therapeut-, studie- en methodologische kenmerken ... 13
Data-analyse ... 14
RESULTATEN ... 16
Overall effect van TF-CBT op kinduitkomsten ... 16
Moderatoranalyse van TF-CBT op kinduitkomsten ... 17
Moderatoranalyse van TF-CBT op programmakenmerken ... 18
Moderatoranalyse van TF-CBT op methodologische kenmerken ... 18
Moderatoranalyse van TF-CBT op publicatiekenmerken ... 18
DISCUSSIE ... 21
Beperkingen en sterktes ... 26
Wetenschappelijke en klinische implicaties ... 27
Conclusie ... 30
REFERENTIES ... 31
BIJLAGEN ... 38
Appendix A: Tabel 1: trechterschema ... 38
Appendix B: Tabel 2: studiekenmerken ... 39
Abstract
This meta-analytic study aimed to examine the effect of TF-CBT with caregiver involvement on children and adolescents with Post Traumatic Stress Disorder (PTSD). This meta-analysis included sixteen experimental studies published from 2000 to present, with fifteen independent samples, yielding 218 effect sizes. The findings indicated that TF-CBT with caregiver involvement had a significant moderate overall effect on youth outcomes (d = .50). Large effect sizes were found for trauma type I (d = 1.90) and for no treatment as control condition (d = .94). Assessment type and informant were significant moderators, with a somewhat larger effect for clinical interviews (d = .60) compared to questionnaires (d = .46), and other report (d = .60) yielding larger effect sizes than youth and parent report (d = .48 and d = .43, respectively). Finally, higher impact factors of journals were weakly associated with larger effect sizes. Other child outcomes (i.e., trauma nature, sex), program characteristics (i.e., treatment intensity and condition, focus caregiver), methodological characteristics (i.e., time of measurement, months follow-up, type sample), and publication characteristics (i.e., publication year, origin) did not moderate the effect of TF-CBT with caregiver involvement on youth outcomes. Implications for theory and practice concerning the use of TF-CBT with caregiver involvement in mental health care practice are discussed.
Key words: meta-analysis; Trauma-Focused Cognitive Behavioural Therapy (TF-CBT); caregiver
Samenvatting
Deze multilevel meta-analyse onderzocht het effect van TF-CBT met ouderbetrokkenheid bij kinderen en adolescenten met een posttraumatische stressstoornis (PTSS). Deze meta-analyse bevat zestien experimentele studies gepubliceerd vanaf 2000 tot op heden, met vijftien onafhankelijke steekproeven en 218 effectgroottes. De resultaten gaven aan dat TF-CBT met ouderbetrokkenheid een significant middelmatig overall effect had op de kinduitkomsten (d = .50). Grote effectgroottes werden gevonden voor trauma type I (d = 1.90) en voor geen behandeling als controle conditie (d = .94). Het type meetinstrument en de informant waren beiden significante moderatoren, waarbij er een iets groter effect was voor klinische interviews (d = .60) in vergelijking met het gebruik van vragenlijsten (d = .46), en rapportage door clinici (d = .60) had grotere effectgroottes dan kind- of ouderrapportage (d = .48 en d = .43). Bijkomend werden tijdschriften met een hoge impactfactor zwak geassocieerd met grotere effectgroottes. Overige kinduitkomsten (i.e., oorsprong trauma, geslacht), programmakenmerken (i.e., behandelingsintensiteit en conditie, invulling ouderbetrokkenheid), methodologische kenmerken (i.e., tijdstip meting, duur follow-up meting, soort steekproef), en publicatiekenmerken (i.e., publicatiejaar, herkomst studie) leken het effect van TF-CBT met ouderbetrokkenheid op de kinduitkomsten niet te modereren. Implicaties voor wetenschap en praktijk omtrent de toepassing van TF-CBT met ouderbetrokkenheid in de geestelijke gezondheidszorg werden toegelicht.
Trefwoorden: meta-analyse; Trauma-Focused Cognitive Behavioural Therapy (TF-CBT);
Inleiding
Wereldwijd worden kinderen blootgesteld aan traumatische gebeurtenissen tijdens hun levensloop. Hierbij zouden naar schatting één op de vier meisjes en één op de vijf jongens geconfronteerd worden met slachtofferschap als gevolg van dergelijke gebeurtenis(sen) (Anda et al., 1999; Felitti et al., 1998; Putnam, 2003). Dit kan zowel een enkelvoudige traumatische gebeurtenis (type I) als een reeks van complexe traumatische gebeurtenissen (type II) zijn, die langdurig en/of herhaaldelijk plaatsvinden (Mooren, Kleber, & ter Heide, 2014).
Het ervaren van trauma bij kinderen leidt tot een hoge mate van stress, waardoor de cognitieve, psychologische, sociale en biologische ontwikkeling negatief wordt beïnvloed (D’andrea, Ford, Solbach, Spinazzola, & van der Kolk, 2012; Kisiel et al., 2014; Nietlisbach, & Maercker, 2009). Dit kan op zijn beurt leiden tot internaliserende en/of externaliserende problemen, verminderde schoolprestaties en jeugddelinquentie (Ford, Elhai, Connor, & Frueh, 2010; Greeson et al., 2014; Steinberg et al., 2014). Daarenboven blijkt dat ongeveer dertien procent van de kinderen met een traumatische ervaring een partiële posttraumatische stressstoornis ontwikkelt (Copeland, Keeler, Angold, & Costello, 2007; Perkonigg, Kessler, Storz, & Wittchen, 2000). Dit betekent dat deze kinderen symptomen van een posttraumatische stressstoornis (PTSS) vertonen, maar niet voldoen aan alle clusters, zoals: herbeleving, arousal en vermijding (Kerig, Ward, Vanderzee, & Moeddel, 2009). Aanvullend is er een geringe groep van drie procent, die wel voldoet aan alle clusters van PTSS (Copeland et al., 2007; Perkonigg et al., 2000). Kortom, kinderen met traumasymptomen hebben behoefte aan behandeling, aangezien zij belemmerd worden in hun ontwikkelingsproces.
Trauma-Focused Cognitive Behavioural Therapy (TF-CBT)
Indien traumasymptomen zich ontwikkelen als gevolg van een traumatische gebeurtenis, wordt vaak Trauma-Focused Cognitive Behavioural Therapy geadviseerd (Cohen, & Mannarino, 2015; Pollio, & Deblinger, 2017). Het is een sterk theoretisch en wetenschappelijk onderbouwd
model (Cohen, Mannarino, Kliethermes, & Murray, 2012). TF-CBT houdt een relatief korte behandeling van 12 tot 16 weken in met gebruik van trauma-sensitieve interventies en cognitieve gedragstherapie (Cohen et al., 2012). Tijdens de behandeling staat de verwerking van trauma bij het kind centraal, maar ook de context speelt een rol. Meer specifiek worden ouders of relevante zorgfiguren betrokken bij de behandeling via individuele sessies voor zowel ouder als kind, alsook gezamenlijke ouder-kind sessies. Deze sessies worden onderverdeeld in drie fasen, namelijk: (a) stabilisatie en copingsvaardigheden versterken, (b) narratieve traumaverwerking en processing en (c) integratie en consolidatie (Cohen et al., 2012). Elke fase wordt gekenmerkt door opbouwende behandelingsdoelstellingen om de traumatische gebeurtenis te verwerken en de traumasymptomen bij het kind te verminderen.
Uit diverse experimentele studies bleek dat TF-CBT superieur was ten opzichte van (a) geen behandeling (Goldbeck, Muche, Sachser, Tutus, & Rosner, 2016; Kataoka et al., 2003; O’Callaghan, McMullen, Shannon, Rafferty, & Black, 2013; Scheeringa, Weems, Cohen, Amaya-Jackson, & Guthrie, 2011; Smith et al., 2007), (b) Treatment as Usual (TAU) (Jensen et al., 2014; Ormhaug, Jensen, Wentzel-Larsen, & Shirk, 2014), (c) Non-Directive Therapy (Cohen, Mannarino, & Knudsen, 2005), (d) Child-Centered Therapy (Cohen, Deblinger, Mannarino, & Steer, 2004; Cohen, Mannarino, & Lyengar; 2011) en (e) Supportive Therapy (Deblinger, Stauffer, & Steer, 2001), aangezien TF-CBT traumasymptomen verminderde in combinatie met een daling van bijkomende klachten (e.g., depressie, seksuele problemen, angst, dissociatie, schaamte). De meta-analyse van Lenz en Hollenbaugh (2015) includeerde bovenstaande studies, uitgezonderd de studie van Goldbeck en collega’s (2016), omdat deze studie pas na het verschijnen van deze meta-analyse gepubliceerd werd. Lenz en collega’s (2015) bevestigden opnieuw dat TF-CBT superieur was ten opzichte van overige behandelingen voor trauma, met een daling van traumasymptomen bij het kind.
Rol van ouderbetrokkenheid
Yasinski en collega’s (2016) veronderstellen dat ouders en zorgfiguren, naast TF-CBT, invloed uitoefenen op hun kind (Cohen et al., 2015; Pollio et al., 2017): terwijl een hoge mate van ouderlijke steun bijdraagt aan een positievere ontwikkeling van het kind; draagt een hoge mate van ouderlijke stress bij aan een negatievere ontwikkeling. Daarom stellen Cohen en collega’s (2015) dat ouders en andere zorgfiguren ook invloed uitoefenen op de behandelingsuitkomsten van hun kind en hierdoor een belangrijke factor vormen bij de toepassing van TF-CBT.
Onduidelijk is welke ouderfactoren effectief invloed uitoefenen tijdens traumabehandeling. Holt, Jensen en Wentzel-Larsen (2014) onderzochten het effect van ouderlijke emotionele reacties en depressie op de traumasymptomen van hun kind. Uit de resultaten bleek dat ouderlijke emotionele reacties en depressie significant daalden na TF-CBT en ook het effect van de behandeling op de depressieve symptomen van het kind medieerden. Opvallend was dat dit mediatie-effect niet gold voor de PTS symptomen van het kind, waardoor vervolgonderzoek aangewezen was.
De bevindingen van Holt en collega’s (2014) waren voor Neill, Weems en Scheeringa (2016) aanleiding om de wederzijdse beïnvloeding tussen ouder en kind tijdens TF-CBT te onderzoeken. In deze studie registreerde men na elke sessie depressie bij de moeder en PTS symptomen bij haar kind. Hieruit bleek dat een daling van depressie bij moeder een indirect effect had op de PTS symptomen van haar kind. Een meta-analyse van vijfendertig studies bevestigde deze bevinding (Morris, Gabert-Quillen, & Delahanty, 2012). Deze bevinding stemde overeen met resultaten van de studie van Cohen en collega’s (2015), waaruit naar voren kwam dat ouders invloed hebben op de behandelingsuitkomsten van hun kind.
King en collega’s (2000) vergeleken CBT met ouderbetrokkenheid ten opzichte van TF-CBT zonder ouderbetrokkenheid bij seksueel misbruikte jeugdigen in de leeftijd van vijf tot zeventien jaar. Uit de resultaten bleek dat beide behandelingen een significante daling van PTS- en angstsymptomen bij het kind lieten zien, maar dat er geen verschil was tussen beide condities. Deze
bevinding is in tegenstrijd met de veronderstelling dat traumabehandeling met ouderbetrokkenheid van belang is voor de behandelingsuitkomsten van het kind. King en collega’s (2000) verklaarden hun bevinding vanuit de hoge mate van stress, depressie, angst en slachtofferschap van seksueel misbruik bij ouders. De psychische problemen van ouders vormden mogelijk een beperking om bij te dragen aan positieve behandelingsuitkomsten bij hun kind. Deze verklaring benadrukt dat een hoge mate van psychopathologie en/of trauma bij de ouder een contra-indicatie kan zijn voor de toepassing van TF-CBT met ouderbetrokkenheid, aangezien zij hierdoor hun kind onvoldoende kunnen steunen tijdens de behandeling (Scheeringa, & Zeanah, 2001; Tutus, & Goldbeck, 2016; Stallard, 2006).
Samenvattend wordt de literatuur gekenmerkt door een inconsistentie met betrekking tot de rol en het effect van TF-CBT met ouderbetrokkenheid op de behandelingsuitkomsten van het kind. Hierbij trachtten drie recente meta-analyses de kennis hieromtrent te verduidelijken, maar vooralsnog met onvoldoende resultaat.
De eerste meta-analyse van Gutermann en collega’s (2016) bevatte 135 studies en 150 behandelingscondities (N= 9562 jeugdigen) voor kinderen en jongeren met PTSS. Een kanttekening betrof de grote variatie in psychologische interventies, zowel evidence-based als niet evidence-based, met onvoldoende informatie over werkzame factoren van deze behandelingen. Hierdoor werden er geen concrete aanbevelingen gegeven voor de klinische praktijk en vormt deze meta-analyse vooral een uitgangspunt voor vervolgonderzoek. Wel bleek dat behandelingen met ouderbetrokkenheid een wat groter effect hadden dan behandelingen zonder ouderbetrokkenheid (Hedges’g = .20, een klein verschil). Dit benadrukt opnieuw dat vervolgonderzoek nodig is om het effect van ouderbetrokkenheid bij traumabehandeling in kaart te brengen.
De tweede meta-analyse van Lenz en collega (2015), met 21 studies (N= 1860 jeugdigen), richtte zich op TF-CBT bij kinderen en jongeren met PTSS. Deze studie nam leeftijd, etniciteit, oorsprong trauma en etnische achtergrond mee als potentiële moderatoren. Uit deze meta-analyse bleek dat studies met jongere kinderen een kleiner effect hadden dan studies met oudere kinderen.
Een kanttekening bij deze studie betrof het beperkte aantal kind- en ouderfactoren als potentiële moderatoren voor TF-CBT. Dit benadrukt dat vervolgonderzoek met aanvullende moderatoren nodig is om het effect op de behandelingsuitkomsten van het kind in kaart te brengen.
De derde meta-analyse van Morris en collega’s (2012), met 35 studies (N= 3925 jeugdigen), richtte zich op potentiële ouder- en kindfactoren, die het mechanisme tussen PTSS en depressie van de ouder en PTSS bij het kind zouden kunnen verklaren. Uit deze meta-analyse bleek dat het geslacht van de ouder, de onderzoeksopzet (cross-sectioneel versus longitudinaal) en meetmethode (vragenlijst versus interview) significante moderatoren waren voor de relatie tussen de symptomen van de ouder (depressie en PTSS) en de symptomen van het kind (PTSS). Een kanttekening bij deze meta-analyse betrof opnieuw het beperkte aantal ouder- en kindfactoren als potentiële moderatoren voor TF-CBT als traumabehandeling.
De tekortkomingen van de huidige meta-analyses naar de effecten van traumabehandeling voor jeugdigen, met of zonder ouderbetrokkenheid, hebben tot gevolg dat er onvoldoende inzicht is in het effect van ouders of andere zorgfiguren bij TF-CBT op de traumasymptomen van hun kinderen. Hierdoor heeft de klinische praktijk onvoldoende handvaten om de invloed van ouderbetrokkenheid op de behandelingsuitkomsten van het kind te kunnen inschatten, en indicaties en/of contra-indicaties te kunnen opstellen.
Moderatoren
Samenvattend tracht deze studie via een multilevel meta-analyse de werkzame factoren van TF-CBT met ouderbetrokkenheid te onderzoeken. Dit is van belang, aangezien verschillende factoren de behandelingsuitkomsten van het kind kunnen modereren. Deze potentiële moderatoren betreffen kind-, ouder- en therapeutische factoren, maar ook de methodologische kenmerken van de geïncludeerde studies.
Kindfactoren. Een reeks van individuele kindkenmerken lijkt de behandelingsuitkomsten van
(< 7 jaar) een kleiner effect lieten zien dan studies met oudere kinderen (Gutterman et al., 2016; Lenz et al., 2015; Stallard, 2006). Deze bevinding wordt verklaard door een component van TF-CBT, namelijk: narratieve traumaverwerking. Deze component doet een beroep op een hoger stadium in de cognitieve ontwikkeling. Het verwerken van een traumatische gebeurtenis is alleen mogelijk met een voldoende hoog niveau van cognitieve differentiatie (Lenz et al., 2015). Hierbij zijn oudere kinderen meer geoefend in het expliciet communiceren naar ouders of andere zorgfiguren, waardoor zij hun wijze en intensiteit van ondersteuning tijdens de therapie beter kunnen aangeven. Hierdoor zouden oudere kinderen meer profijt van TF-CBT kunnen hebben dan jongere kinderen (Lenz et al., 2015). Ten tweede lijkt het geslacht van invloed, doordat meer meisjes dan jongens geconfronteerd worden met slachtofferschap als gevolg van een traumatische gebeurtenis (Anda et al., 1999; Felitti et al., 1998; Putnam, 2003). Deze bevinding uit zich mede in het feit dat meisjes overwegend meer PTS symptomen rapporteren dan jongens (Vishnevsky, Cann, Calhoun, Tedeschi, & Demakis, 2010) en het hoge percentage van meisjes in de studies met traumabehandeling (Stallard, 2006). Ten derde lijkt de aard van het trauma (type I of type II) van invloed, doordat kinderen met een trauma type II significant meer symptomen rapporteren dan kinderen met een trauma type I, ongeacht leeftijd (Wamser-Nanney, 2016; Kisiel, Fehrenbach, Small, & Lyons, 2009). Dit houdt in dat kinderen met een type II geconfronteerd worden met meer pervasieve traumaklachten dan kinderen met een type I. Vervolgens blijkt er een negatieve relatie tussen het aantal traumatische gebeurtenissen en het behandelsucces (Boyer, Hallion, Hammell, & Button, 2009; Zelechoski et al., 2013). Dit impliceert dat kinderen met overwegend meerdere traumatische gebeurtenissen mogelijk een intensievere behandeling nodig hebben voor een positieve behandelingsuitkomst dan kinderen met één traumatische gebeurtenis. Ten vierde lijkt de oorsprong van het trauma (e.g., seksueel misbruik, natuurramp, ziekte) van invloed, aangezien voornamelijk seksueel getraumatiseerde kinderen een kwetsbare doelgroep vormen met een hoge mate van ouderlijk conflict, ouderlijke psychopathie en
een ambivalente ouder-kindrelatie (Stallard, 2006). Dit impliceert dat deze kwetsbare groep mogelijk minder profijt ervaart van TF-CBT met ouderbetrokkenheid door deze belastende ouderfactoren.
Ouderfactoren. Een reeks van individuele ouderkenmerken lijkt de behandelingsuitkomsten
van het kind te modereren. Ten eerste kan het geslacht van invloed zijn, aangezien verschillende studies een wat groter effect lieten zien tussen PTSS en depressie van moeder en kind PTSS (r = .29-.32) in tegenstelling tot de relatie tussen PTSS van vader en kind PTSS (r = .13) (Morris et al., 2012; Neill et al., 2016; Stallard, 2006; Tutus, Keller, Sachser, Pfeiffer, & Goldbeck, 2017). Ten tweede lijkt psychopathologie van de ouder een rol te spelen, aangezien in verschillende studies een hoge mate van ouderlijke depressie, PTSS, angst, en dysfunctionele cognities een negatieve invloed lieten zien op de behandelingsuitkomsten van het kind (Holt et al., 2014; King et al., 2000; Neill et al., 2016; Nixon, Sterk, & Pearce, 2012; Scheeringa et al., 2001).
Therapeutische factoren. Een reeks van programma- en therapeutkenmerken lijkt de
behandelingsuitkomsten van het kind te modereren. Ten eerste zou de behandelingsintensiteit (i.e. duur en aantal sessies) van invloed kunnen zijn, aangezien na acht sessies de ouderlijke stress en angst daalden alsook een daling van trauma-gerelateerde angst bij het kind (Deblinger, Mannarino, Cohen, Runyon, & Steer, 2011). Daarentegen rapporteerden ouders na zestien sessies een stijging van ouderlijke vaardigheden, met een daling van externaliserend gedrag bij het kind (Deblinger et al., 2011). Dit betekent dat er afhankelijk van het aantal sessies een verschillende behandelingsuitkomst werd geregistreerd. Ten tweede zou de mate van ouderbetrokkenheid tijdens TF-CBT bepalend kunnen zijn, aangezien ouders een grotere of kleinere impact kunnen hebben op hun kind naarmate zij meer of minder betrokken worden tijdens de behandeling (Cohens et al., 2010). Ten derde zou de invulling van ouderbetrokkenheid van invloed kunnen zijn, wegens de grote heterogeniteit in TF-CBT (i.e., psycho-educatie, ouderlijke vaardigheden, copingsvaardigheden, afname dysfunctionele cognities) (Stallard, 2006). Deze verschillen kunnen mede bijdragen aan het effect op de behandelingsuitkomsten van het kind. Ten vierde zou het type therapeut (academisch versus niet
academisch opgeleid) van invloed kunnen zijn voor de effectiviteit van TF-CBT, vanwege de verscheidenheid in kwaliteit van uitvoering (Stallard, 2006).
Methodologische factoren. Een reeks van methodologische kenmerken lijkt de
behandelingsuitkomsten van het kind te modereren. Ten eerste lijkt de onderzoeksopzet van invloed, aangezien longitudinale studies een wat groter effect vonden (r = .40, een groot effect) in vergelijking met cross-sectionele studies (r = .26, een medium effect) (Morris et al., 2012). Ten tweede bleek de meetmethode van invloed, aangezien het effect van RCT’s met zelfrapportage wat kleiner was dan RCT’s met klinische meetinstrumenten (Hedges’g = .20, een klein verschil) (Cuijpers, Hofmann, & Andersson, 2010). Daarenboven bleek alsook de meetmethode een significante moderator in de relatie tussen ouder en de PTSS van het kind, aangezien studies met eenzelfde meetmethode voor ouders en kinderen een groter effect (r = .32) hadden dan studies met een verschillende meetmethode (r = .16) (Moris et al., 2012).
Kortom, deze multilevel meta-analyse bouwt voort op bestaande overzichtsstudies door de grootte van het effect van TF-CBT met ouderbetrokkenheid te onderzoeken op diverse kinduitkomsten, met aandacht voor factoren die dit effect kunnen modereren. Dit heeft als doel meer inzicht te krijgen in de rol van ouderbetrokkenheid bij TF-CBT in het bereiken van positieve behandelingsuitkomsten bij het kind.
Methode Inclusiecriteria
Studies werden geïncludeerd indien ze aan vijf hoofdcriteria beantwoordden. Ten eerste dienden alle studies te beschikken over een cognitieve gedragstherapeutische interventie om de traumasymptomen bij het kind te laten dalen. Studies met cognitieve gedragstherapie zonder ouderbetrokkenheid tijdens de behandeling werden geëxcludeerd. Ten tweede dienden alle studies meetinstrumenten te gebruiken die de traumasymptomen (i.e., herbeleving, arousal en vermijding) en optioneel
bijkomende problemen (e.g., angst, depressie, seksueel grensoverschrijdend gedrag) van het kind registreerden. Ten derde dienden alle studies over een experimenteel onderzoeksdesign te beschikken, waarbij een controlegroep (geen behandeling of treatment as usual) werd gebruikt. Ten vierde dienden alle studies over voldoende statistische gegevens te beschikken om effectgroottes voor deze multilevel meta-analyse te kunnen berekenen. Dit betekende dat de studies minstens een voor- en nameting dienden te hebben. In navolging van de meta-analyse van Lenz en Hollenbaugh (2015), werden uitsluitend studies vanaf 2000 geïncludeerd, waardoor een beperkt aantal studies van Cohen en Mannoriono (1996, 1997, 1998), met overlappende steekproeven van seksueel misbruikte kinderen, buiten beschouwing bleef.
Zoekstrategie
Ten eerste werden in deze multilevel meta-analyse elektronische databases geraadpleegd in de periode februari tot en met juni 2018 (PsychINFO, PubMed, Ovid MEDLINE(R), ERIC en Google Scholar). Deze artikelen werden gescreend via diverse combinaties van steekwoorden, die betrekking hadden op het onderzoeksdesign, programmakenmerken, studieresultaten en participantkenmerken: experiment*, randomized controlled trail, RCT, TF-CBT, trauma, trauma-focused, CBT, cognitive behavioral therapy, cognitive behavioural therapy, cognitive behavior therapy, cognitive behaviour therapy, caregiver*, parent*, father*, mother*. Ten tweede werd er een manuele zoekstrategie uitgevoerd naar referenties, reviews en meta-analyses. In de laatste fase werden auteurs van relevante studies via email gecontacteerd voor aanvullende informatie. De zoekstrategie van deze multilevel meta-analyse staat in Tabel 1 (zie Appendix A) en de kenmerken van de geïncludeerde artikelen staan gevisualiseerd in Tabel 2 (zie Appendix B).
Codering van participant-, programma/therapeut-, studie- en methodologische kenmerken
Ten eerste werden kindkenmerken gecodeerd: geslacht, gemiddelde leeftijd, oorsprong van het trauma (i.e., misbruik, huiselijk geweld, geweld in leefomgeving, onverwerkt rouwverlies, medische behandeling, lichamelijke kwetsuren, natuurramp), aard van het trauma (i.e., type I, type II),
traumasymptomen volgens de clusters: (a) PTSS (i.e., herbeleving, vermijding, hyperarousal, hypersensitiviteit, traumatische cognities), (b) internaliserend (i.e., angst, depressie, emotionaliteit, dissociatie, schaamte) (c) externaliserend (i.e., agressie, boosheid, hyperactiviteit, gedragsproblemen, seksueel grensoverschrijdend gedrag), (d) sociale problemen (i.e., sociale competentie, prosociaal gedrag, peer problemen, sociale vaardigheden, psychosociaal functioneren), (e) totale problemen (i.e., algemene mentale gezondheid en levenskwaliteit), en (f) cognitief functioneren (i.e., coping, attributies over zichzelf en/of negatieve gebeurtenis en/of geloofwaardigheid en/of vertrouwen, intelligentie), gemiddeld aantal traumatische gebeurtenissen, gemiddelde tijdsspanne tussen trauma en interventie en de aanwezigheid van een nieuw trauma tijdens interventie (dichotoom).
Ten tweede werden ouderkenmerken gecodeerd: gemiddelde leeftijd, geslacht, verwantschap, familiesamenstelling en psychopathologie (dichotoom).
Ten derde werden programma- en therapeutkenmerken gecodeerd: setting (i.e., efficacy,
effectiveness), behandelingsintensiteit (i.e., aantal en duur sessies kind/ouder/duo), behandelingsconditie (i.e., individueel, individuele ouder-kindsessies, combinatie), invulling ouderbetrokkenheid (i.e., ouderlijke vaardigheden, copingsvaardigheden, psycho-educatie + dysfunctionele cognities), percentage ouderbetrokkenheid tijdens interventie, percentage academische behandelaar en programma-integriteit.
Ten vierde werden methodologische kenmerken gecodeerd: controleconditie (i.e., geen behandeling, TAU), soort steekproef (i.e., clinical, community), steekproefgrootte, percentage non-respons, percentage drop out, intention-to-treat of completer analyse (dichotoom), gecontroleerd voor de voormeting (dichotoom), meetmoment (i.e., post, follow-up, beiden), tijdstip follow-up meting, soort meetinstrument (i.e., vragenlijst, interview), meetinstrument kinduitkomst en informant (i.e., ouder, kind, clinici).
Ten vijfde werden publicatiekenmerken gecodeerd: publicatiejaar, impact factor en herkomst (i.e., Amerika, Europa, overige).
Data analyse
Er werden meerdere effectgroottes per studie berekend volgens de formules van Lipsey en Wilson (2001) en uitgedrukt in Cohen’s d. Volgens de richtlijnen van Cohen (1988) werd een effectgrootte van d = .20 beschouwd als klein, een effectgrootte van d = .50 als gemiddeld en een effectgrootte van
d = .80 als groot. In deze meta-analyse werden de effectgroottes berekend voor de pre-, post-, en
follow-up metingen. Vervolgens werden de effectgroottes van de nametingen telkens van de voormeting afgetrokken. Indien een artikel een niet significante effectgrootte had, werd dit gecodeerd met een nul (Lipsey et al., 2001). Vervolgens werden continue variabelen gecentreerd rond het gemiddelde en categorische variabelen in dummy variabelen gehercodeerd.
Het includeren van meerdere effectgroottes per studie impliceert een schending van de assumptie van onafhankelijkheid (Hox, Moerbeek, & Van De Schoot, 2010; Lipsey et al., 2001). Daarom werd een drie-level random effect model gebruikt voor de data-analyses (Houben, Van Den Noortgate, & Kuppens, 2015; Van Den Bussche, Van Den Noortgate, & Reynvoet, 2009; Viechtbauer, 2010): steekproefvariantie (level 1), variantie binnen studies (level 2) en variantie tussen studies (level 3). De berekeningen werden uitgevoerd in R met gebruik van de syntaxen van Assink en Wibbelink (2016).
Hunter en Schmidt (2004) pleitten tegen het gebruik van een uitbijteranalyse in meta-analyses, aangezien het vrijwel onmogelijk blijkt om werkelijke uitbijters van grote foutenvariantie te onderscheiden. Vanuit dit standpunt hanteerde deze multilevel meta-analyse geen uitbijteranalyse, maar een sensitiviteitsanalyse. Hierbij werd gekeken naar het overall effect na verwijdering van telkens een studie (Viechtbauer, & Cheung, 2010). Dit impliceert dat er een interval verkregen werd dat vergeleken kon worden met het betrouwbaarheidsinterval van de overall gemiddelde effectgroottes zonder verwijdering van studies. Wanneer deze intervallen overlappen, zijn er geen individuele studies die een overmatige invloed uitoefenen op de overall gemiddelde effectgrootte.
Tot slot zou er een vorm van publicatiebias in de resultaten aanwezig kunnen zijn. Bijgevolg werd een trechterdiagram volgens de methode van Egger’s getoetst om de invloed van bias te analyseren (Egger, Smith, Schneider, & Minder, 1997). Een trechterdiagram kan vergeleken worden met een spreidingsdiagram, waarbij de effectgroottes worden afgezet tegen de standaardmeetfouten. Indien er sprake is van bias, zou het trechterdiagram een asymmetrische vorm hebben met een significante Egger’s test. Terwijl scheefheid naar links wijst op publicatiebias, is scheefheid naar rechts indicatief voor andere vormen van selectiebias. Om na te gaan hoe ernstig de vertekening is, wordt een trim and fill procedure toegepast (Duval & Tweedie, 2000). Deze trim and fill procedure corrigeert de scheefheid van het trechterdiagram. Hierbij worden ontbrekende effectgroottes opgevuld door geschatte waarden op basis van reeds bestaande effectgroottes te imputeren. Het resultaat is een nieuwe overall effectgrootte, waarin de bias is verdisconteerd.
Resultaten Overall effect van TF-CBT op kinduitkomsten
Deze meta-analyse belicht het effect van TF-CBT met ouderbetrokkenheid op de kinduitkomsten op basis van 15 onafhankelijke steekproeven (k) en 218 effectgroottes (#ES). Het totaal aantal participanten in deze multilevel meta-analyse betrof 1.366 jeugdigen (Nexp = 713, Nctrl = 653) met 66 procent meisjes en 34 procent jongens in de leeftijd van 5 tot en met 16 jaar (M = 11.36, SD = 2.03). Een gemiddeld significant overall effect werd gevonden voor TF-CBT op de traumasymptomen van het kind (d = 0.50, CI 95 = [0.22, 0.78], p < .001; zie Tabel 3). Dit betekent dat de nulhypothese
verworpen werd en de behandeling TF-CBT met ouderbetrokkenheid een gunstig effect had op de behandelingsuitkomsten van het kind. Vervolgens bleek uit de sensitiviteitsanalyse dat alle effecten van deze meta-analyse zich bevonden binnen het interval van 0.40 tot 0.54. Dit interval ligt binnen het betrouwbaarheidsinterval van het overall effect (zie Tabel 3), waardoor geen enkele individuele studie de overall effectgrootte overmatig vertekent.
Bij het controleren op bias, bleek de Egger’s test significant (t = 3.480, p < .001). Dit betekende dat het trechterdiagram asymmetrisch was (Egger et al., 1997). Daarom werd een
funnelplot analyse uitgevoerd, die een trechterdiagram opleverde met negen ontbrekende
effectgroottes ter hoogte van de rechterzijde van de trechter (zie Tabel 4, Appendix C), hetgeen indicatief is voor selectiebias. Na imputatie van de negen ontbrekende effectgroottes, was het overall
effect d = 0.58 (CI 95 = [0.33, 0.83], p < .001) in plaats van d = 0.50, wat wijst op een kleine
onderschatting van het werkelijke effect.
De resultaten van de likelihood-ratio test gaven een significante variantie van effectgroottes binnen studies (i.e. level 2) X2 (1) = 26.929, p < .001 en een significante variantie van effectgroottes tussen studies (i.e. level 3) X2 (1) = 148.543, p < .001, waardoor moderatoranalyses werden uitgevoerd om de significante heterogeniteit op level één en twee nader te verklaren.
Moderatoranalyse van TF-CBT op kinduitkomsten
Tabel 5 visualiseert de resultaten van de moderatoranalyses TF-CBT met ouderbetrokkenheid op de kinduitkomsten. De oorsprong van het trauma en het geslacht modereerden de behandelingsuitkomst niet. Daarentegen modereerden de traumasymptomen de behandelingsuitkomst met een medium significant effect. Hierbij had TF-CBT met ouderbetrokkenheid het grootste effect op PTSS (d = 0.62) gevolgd door internaliserende (d = 0.47) en externaliserende problemen (d = 0.47). Vervolgens modereerde de aard van het trauma de behandelingsuitkomst. Een groter effect werd gevonden voor kinderen met een enkelvoudige traumatische gebeurtenis (type I: d = 1.90) dan voor kinderen met
Table 3.
Overall Effect of TF-CBT on Youth Outcomes
Outcome k #ES Mean d 95% CI p σ2level 2 σ2level 3 % Var.
Level 1 % Var. Level 2 % Var. Level 3 Youth- outcomes 15 218 0.50 0.22, 0.78 <.001*** 0.022*** 0.293*** 11.22 6.10 82.68 Note. Youth outcomes = PTSD, externalizing, internalizing, social problems, cognitive functioning, total problems, other problems; k = number of studies; #ES = number of effect sizes; Mean d = mean effect size
Cohen’s d; CI = confidence interval; σ2level 2 = variance within effect sizes; σ2level 3 = variance between studies; % Var = percentage of variance distributed.
*p < .05; **p < .01; ***p < .001
Tabel 3.
Overall effect van TF-CBT met ouderbetrokkenheid op kinduitkomsten
Uitkomst k #ES Gemiddelde
d
95% BI p σ2level 2 σ2level 3 % Var.
Level 1 % Var. Level 2 % Var. Level 3 Kind-uitkomst 15 218 0.50 0.22, 0.78 <.001 ** * 0.022*** 0.293*** 11.22 6.10 82.68 Note. Kinduitkomsten = PTSS, externaliserend, internaliserend, sociale problemen, cognitief functioneren, totale problemen; k = aantal onafhankelijke studies; #ES = aantal effectgroottes; Gemiddelde d = gemiddelde effectgrootte Cohen’s d; BI = betrouwbaarheidsinterval; σ2level 2 = variantie binnen studies; σ2level 3 = variantie tussen studies; % Var = percentage variantie. *p < .05; **p < .01; ***p < .001
meervoudige traumatische gebeurtenissen (type II: d = 0.53). Als laatste was er sprake van een trend voor leeftijd, waarbij de effecten voor oudere kinderen (b = 0.08) groter waren.
Moderatoranalyse van TF-CBT op programmakenmerken
Tabel 5 visualiseert de resultaten van de moderatoranalyses TF-CBT met ouderbetrokkenheid op de programmakenmerken. De behandelingsintensiteit (i.e., duur en aantal sessies in totaal/kind/ouder) de behandelingsconditie en invulling ouderbetrokkenheid tijdens TF-CBT modereerden de behandelingsuitkomst niet.
Moderatoranalyse van TF-CBT op methodologische kenmerken
Tabel 5 visualiseert de resultaten van de moderatoranalyses TF-CBT met ouderbetrokkenheid op de methodologische kenmerken. De steekproef, het meetmoment en de follow-up metingen waren geen significante moderatoren. Daarentegen was de controleconditie wel een significante moderator, waarbij TF-CBT ten opzichte van geen behandeling een groter effect (d = 0.94) had in de vergelijking met TAU (d = 0.28). Vervolgens modereerde het type meetinstrument de behandelingsuitkomst, waarbij een gestandaardiseerd interview (d = 0.60) een groter effect had dan zelfrapportage (d = 0.46). Vervolgens was de informant een significante moderator, aangezien rapportage door derden (clinici) een groter effect (d = 0.60) had dan kind- (d = 0.48) en ouderrapportage (d = 0.43).
Moderatoranalyse van TF-CBT op publicatiekenmerken
Tabel 5 visualiseert de resultaten van de moderatoranalyses TF-CBT met ouderbetrokkenheid op de publicatiekenmerken. Het publicatiejaar en de studieherkomst modereerden de behandelingsuitkomst niet. Studies gepubliceerd in tijdschriften met een hoge impactfactor rapporteerden relatief grote effecten.
Tabel 5.
Moderatoranalyse van TF-CBT met ouderbetrokkenheid:
Moderator variabelen k #ES B0/ d t0 B1 t1 F(df1, df2)
Kindkenmerken Traumasymptomen F(5, 211) = 9.308*** PTS symptomen 15 65 0.62 4.253*** Externaliserende problemen 9 31 0.44 2.887** -0.19 -3.316*** Internaliserende problemen 12 79 0.47 3.200** -0.15 -3.672*** Sociale problemen 7 12 0.39 2.389* -0.24 -2.803** Cognitief functioneren 3 11 0.33 2.265* -0.27 -4.228*** Totale problemen 8 20 0.28 1.850+ -0.34 -5.991***
Oorsprong van het trauma
Misbruik F(1, 216) = 0.144 Ja 11 184 0.47 2.685** Nee 4 34 0.59 2.055* 0.13 0.379 Huiselijk geweld F(1, 216) = 1.664 Ja 9 117 0.65 3.561*** Nee 6 101 0.28 1.287 -0.37 -1.290 Geweld in leefomgeving F(1, 216) = 0.838 Ja 9 108 0.61 3.244** Nee 6 110 0.34 1.512 -0.27 -0.915 Onverwerkt rouwverlies F(1, 216) = 0.767 Ja 9 113 0.40 2.102* Nee 6 105 0.65 2.858** -0.26 -0.876
Oorsprong van het trauma
Ingrijpende medische behandeling F(1, 216) = 0.126
Ja 5 95 0.43 1.679 Nee 10 123 0.54 2.937** -.11 -0.355 Lichamelijke kwetsuren F(1, 216) = 0.516 Ja 11 136 0.56 3.285** Nee 4 82 0.33 1.167 -0.24 -0.718 Natuurramp F(1, 216) = 0.089 Ja 5 64 0.56 2.195* Nee 10 154 0.47 2.558* -0.09 -0.298
Aard van het trauma F(2, 208) = 5.985**
Type I 1 8 1.90 4.328*** Type II 7 89 0.53 3.330** -1.37 -2.934** Combination 7 114 0.29 1.824+ -1.61 -3.451*** Beschrijvende variabelen Geslacht 15 218 0.52 3.333** -0.00 -0.397 F(1, 216) = 0.158 Leeftijd 15 218 0.51 3.793*** 0.08 1.843+ F(1, 216) = 3.398+
(Vervolg)
Moderator variabelen k #ES B0/ d t0 B1 t1 F(df1, df2)
Programmakenmerken behandelingsintensiteit
Totaal aantal sessies 15 218 0.46 2.963** -0.01 -0.805 F(1, 216) = 0.648
Aantal sessies kind 14 216 0.47 3.193** 0.03 0.884 F(1, 214) = 0.782
Aantal sessies ouder 13 208 0.37 3.307** 0.01 0.655 F(1, 206) = 0.429
Duur sessies kind 12 202 0.31 2.775** 0.01 1.510 F(1, 200) = 2.279
Duur sessies ouder 11 198 0.27 3.116** -0.00 -0.599 F(1, 196) = 0.359
Behandelingsconditie F(1, 216) = 0.386 Individueel 3 68 0.31 0.931 Individueel + ouder-kindsessies 12 150 0.54 3.310** 0.23 0.622 Invulling ouderbetrokkenheid Ouderlijke vaardigheden F(1, 216) = 1.196 Ja 5 89 0.72 2.898** Nee 10 129 0.39 2.206* -0.33 -1.093 Copingsvaardigheden F(1, 216) = 0.967 Ja 11 187 0.41 2.457* Nee 4 31 0.74 2.621** 0.32 0.983 Psycho-educatie + Dysfunctionele cognities F(1, 216) = 0.243 Ja 1 8 0.23 0.397 Nee 14 210 0.52 3.391*** 0.29 0.493 Methodologische kenmerken Controle conditie F(1, 216) = 6.351* TAU 10 150 0.28 1.881+ Geen behandeling 5 68 0.94 4.394*** 0.66 2.520* Type meetinstrument F(2, 215) = 8.837** Interview 9 52 0.60 4.127*** Vragenlijst 14 165 0.46 3.257** -0.14 -2.973** Informant F(2, 215) = 5.342** clinici 9 53 0.60 4.162*** kind 13 96 0.48 3.394*** -0.12 -2.401* ouder 11 69 0.43 3.033** -0.17 -3.251** Meetmoment F(1, 216) = 0.037 Post 15 121 0.50 3.492*** Follow-up 7 97 0.49 3.376*** -0.01 -0.193
Tijdstip follow-up meting 7 97 0.18 1.677+ -0.01 -0.908 F(1, 95) = 0.824
Soort steekproef F(1, 216) = 0.172
Clinical 10 166 0.46 2.548*
Community 5 52 0.59 2.259* 0.13 0.414
Discussie
Deze multilevel meta-analyse belicht het effect van TF-CBT met ouderbetrokkenheid bij kinderen en adolescenten met traumasymptomen. Cohen en collega’s (2015) veronderstellen dat ouders en andere zorgfiguren invloed uitoefenen op de behandelingsuitkomst van hun kind, aangezien zij ook buiten een behandelingsetting invloed hebben op de ontwikkeling van hun kind (Pollio et al., 2017; Yasinski et al., 2016). Daarom worden ouders en zorgfiguren van het kind beschouwd als een belangrijke factor bij de toepassing van TF-CBT. Uit individuele studies kon echter niet worden afgeleid welke ouder- en/of kindfactoren effectief invloed uitoefenden op de behandelingsuitkomsten van het kind tijdens TF-CBT met ouderbetrokkenheid. Deze multilevel meta-analyse geeft echter wel inzicht in beïnvloedbare factoren op de behandelingsuitkomsten van het kind.
Op basis van experimenteel onderzoek bij 15 onafhankelijke steekproeven met 218 effectgroottes werd in deze meta-analyse een medium significant overall effect (d = 0.50) gevonden voor TF-CBT met ouderbetrokkenheid op de behandelingsuitkomsten van het kind. Dit betekent dat deze vorm van traumabehandeling met ouderbetrokkenheid een positief effect heeft, waarbij kinderen na de behandeling minder klachten vertonen dan de controlegroep, met het grootste effect voor traumasymptomen (d = 0.62), gevolgd door andere probleemclusters (0.28 < d < 0.47). Volgens de recente meta-analyse van Weisz en collega’s (2017) stemt dit medium overall effect overeen met de
(Vervolg)
Moderator variabelen k #ES B0/ d t0 B1 t1 F(df1, df2)
Publicatiekenkenmerken Publicatiejaar 15 218 0.54 3.550*** -0.02 -1.072 F(1, 216) = 1.149 Impactfactor 15 218 0.52 4.432*** 0.13 2.884** F(1, 216) = 8.316** Herkomst F(2, 215) = 0.802 Amerika 7 132 0.34 1.572 Europa 5 72 0.53 2.082* 0.19 0.564
Overige (Afrika + Azië) 3 14 0.84 2.528* 0.50 1.260
Note. k = aantal onafhankelijke studies; #ES = aantal effectgroottes; B0/ mean r = intercept/gemiddelde effectgrootte (d); t0 =verschil in gemiddelde d met nul; B1 =verwachte regressiecoëfficiënt; t1 = verschil in gemiddelde d met referentie categorie; F(df1, df2) = omnibus test.
gemiddelde effectgroottes van psychologische interventies voor jeugdigen in experimenteel onderzoek (d post = 0.46; d follow-up = 0.36).
Ten eerste bleek uit deze meta-analyse dat TF-CBT effectief was voor het behandelen van traumasymptomen bij het kind. Hierbij hadden kinderen na TF-CBT met ouderbetrokkenheid een afname van PTSS, alsook van bijkomende klachten, zoals internaliserende, externaliserende, sociale en totale problemen. Dit resultaat komt overeen met de meta-analyse van Lenz en collega’s (2015), waarin zowel experimentele als quasi-experimentele studies werden meegenomen. Zij onderzochten het effect van TF-CBT op traumaklachten van het kind, waarbij zowel studies met als zonder ouderbetrokkenheid werden geïncludeerd, maar niet met elkaar vergeleken. Hieruit bleek dat TF-CBT een klein tot groot effect had op PTSS (d wachtlijst = 1.48; d TAU = 0.28) en minder grote effecten voor depressie (d wachtlijst = 0.78) en d TAU = 0.28). Het resultaat van deze meta-analyse was overeenkomstig de review van Cary en McMillen (2012). Zij analyseerden het effect van TF-CBT met ouderbetrokkenheid op de traumaklachten van het kind. Hieruit bleek dat PTSS sterk afnam na behandeling (g = 0.671, medium effect) en stabiel bleef tot 12 maanden na beëindiging van de behandeling (g = 0.389, medium effect). Depressie (g = 0.378, medium effect) en gedragsproblemen (g = 0.247, klein effect) namen ook af na behandeling, maar dit was niet meer verschillend t.o.v. de controlegroep na 12 maanden follow-up meting. Dit betekent dat TF-CBT een blijvend effect had op PTSS, maar niet voor de bijkomende klachten van het kind. In de huidige meta-analyse was er tevens geen significant verschil tussen de post- en follow-up meting, waardoor de effecten lijken te beklijven tot een periode van 12 maanden na beëindiging van behandeling. Hierbij kon overigens geen onderscheid gemaakt worden naar de effecten van PTSS en bijkomende klachten na behandeling, wegens onvoldoende statistische power om dergelijke analyse hiernaar uit te voeren.
Ten tweede bleek uit deze meta-analyse dat het effect van TF-CBT groter was voor kinderen met een enkelvoudige traumatische gebeurtenis (type I) dan voor kinderen met meervoudige traumatische gebeurtenissen (type II). Dit resultaat dient te worden beschouwd tegen de achtergrond
van een positief verband tussen het aantal traumatische gebeurtenissen en de ontwikkeling van PTSS, namelijk: kinderen met chronisch en/of langdurige traumatische gebeurtenissen hebben meer kans op het ontwikkelen van traumasymptomen (i.e., herbeleving, arousal en vermijding) met bijkomende klachten (Boksczanin, 2007). Hierbij bevestigde voorgaand onderzoek dat kinderen met meervoudige en chronische trauma’s (type II) daadwerkelijk geconfronteerd werden met significant meer PTS symptomen, emotionele problemen en gedragsproblemen (i.e., depressie, angst, oppositioneel opstandig gedrag), grensoverschrijdend gedrag (i.e., suïcide, agressie, seksueel ongepast gedrag), en een verminderd algemeen functioneren dan kinderen met één traumatische gebeurtenis, ongeacht hun leeftijd (Kisiel et al., 2009). Dit betekent dat kinderen met een trauma type II geconfronteerd worden met meer pervasieve traumaklachten dan kinderen met een type I.
Vervolgens toonde een experimentele studie aan dat getraumatiseerde kinderen een overwegend gelijklopend positief effect van TF-CBT hadden, ongeacht het aantal traumasymptomen en/of bijkomende klachten (Sachser, Keller, & Golbeck, 2017). Echter hadden kinderen met significant meer traumaklachten voor de behandeling nog steeds klinisch en statistisch meer traumaklachten na TF-CBT dan kinderen met minder traumaklachten bij de start van de behandeling (Sachser et al., 2017). Kortom, kinderen met een trauma type I hebben een positievere behandelingsuitkomst na TF-CBT dan kinderen met een trauma type II, aangezien kinderen met een trauma type II nog kampen met resterende traumaklachten (Sachser et al., 2017).
Het verschil in behandelingsuitkomsten tussen kinderen met een trauma type I of type II kan mogelijk verklaard worden vanuit een verminderd neuropsychologisch functioneren bij kinderen met een hoge mate van traumasymptomen als gevolg van chronische en/of langdurige traumatische gebeurtenissen (type II) (Beers, & De Bellis, 2002). Dit kan op zijn beurt bijdragen aan een verminderde behandelingsontvankelijkheid bij deze kinderen, specifiek voor cognitief gedragstherapeutische behandelingen (Nemeroff, 2016). Daarnaast worden kinderen met trauma type II vaker blootgesteld aan interpersoonlijk trauma (e.g., kindermishandeling en verwaarlozing) met
een hoger risico op hechtingsproblemen (Cyr, Euser, Bakermans-Kranenburg, & Ijzendoorn, 2010). Door de aanwezigheid van een onveilige gehechtheid kunnen kinderen met een trauma type II mogelijk minder profiteren van TF-CBT met ouderbetrokkenheid (Bosmans, 2016). Deze twee verklaringen kunnen mogelijk het minder grote effect van TF-CBT met ouderbetrokkenheid voor kinderen met trauma type II verklaren. Overigens waren de bevindingen van deze meta-analyse omtrent het verschil tussen trauma type I en type II gebaseerd op slechts één studie, met acht effectgroottes, van Smith en collega’s (2007), die uitsluitend TF-CBT met ouderbetrokkenheid bij kinderen met een trauma type I onderzochten. Dit impliceert dat de resultaten van deze meta-analyse ten aanzien van de vergelijking tussen kinderen met een trauma type I en II met voorzichtigheid geïnterpreteerd dienen te worden. Vervolgonderzoek is noodzakelijk om na te gaan of de resultaten uit deze meta-analyse over kinderen met trauma type I en type II overeind blijven. Hierbij moeten onderzoekers zich focussen op mogelijke verklaringen voor de verschillende effecten van TF-CBT met ouderbetrokkenheid voor kinderen met een type I en type II trauma.
Ten derde bleek uit deze meta-analyse dat het gebruik van gestandaardiseerde klinische interviews een groter effect opleverden dan wanneer traumasymptomen via kind- en/of ouderrapportage gemeten werden. De grotere effecten voor het klinische interview kunnen mogelijk toegeschreven worden aan de hoge mate van objectiviteit en validiteit in vergelijking met zelfrapportagevragenlijsten. Uit het longitudinaal onderzoek van Ghesquiere en collega’s (2008) bleek dat ouders en kinderen overwegend verschillende percepties hadden over de traumasymptomen en het algemeen functioneren van het kind na een traumatische gebeurtenis. Ouders met psychische klachten (e.g., traumasymptomen) bleken significant meer PTS symptomen te rapporteren over hun kind dan het kind zelf. Dit betekent dat zelfrapportage van traumasymptomen inderdaad een subjectief element heeft, waardoor de validiteit van kind- en ouderrapportage mogelijk minder is dan van het klinische interview.
Shemesh en collega’s (2005) zijn van mening dat clinici hun oordeel niet uitsluitend mogen baseren op ouderrapportage, aangezien de psychische klachten van de ouder voor vertekening kunnen zorgen. Daarentegen geeft ouderrapportage wel inzicht in de aanwezigheid van psychische klachten bij de ouder zelf, die op hun beurt de behandelingsuitkomst van TF-CBT met ouderbetrokkenheid kunnen beïnvloeden. De discrepantie tussen kind- en ouderrapportage was ook aanwezig voor internaliserende en externaliserende problemen, waardoor gestandaardiseerde meetinstrumenten opnieuw werden aangeraden en zelfrapportage met grote voorzichtigheid geïnterpreteerd moest worden (Cuijpers et al., 2010; Martin, Ford, Dyer-Friedman, Tang, & Huffman, 2004; Van Roy, Groholt, Heyerdahl, & Clench-Aas, 2010).
Bijkomstig werd een trend vastgesteld voor de moderator leeftijd. Dit effect komt overeen met resultaten van voorgaande studies, waarbij studies met jongere kinderen (< 7 jaar) na traumabehandeling een kleiner effect lieten zien dan studies met oudere kinderen (Boksczanin, 2007; Gutterman et al., 2016; Lenz et al., 2015; Stallard, 2006). Deze bevinding werd verklaard door een hogere mate van cognitieve differentiatie en communicatievaardigheden bij oudere kinderen in tegenstelling tot jongere kinderen (Lenz et al., 2015). Deze ontwikkelingsvaardigheden waren op hun beurt mogelijk belangrijk voor de uitvoering van de component narratieve traumaverwerking en de communicatie tussen ouder en kind tijdens TF-CBT (Lenz et al., 2015).
In tegenstelling tot onze verwachting bleken verschillende potentiële moderatoren niet significant. Zo bleek de oorsprong van de traumatische gebeurtenis geen effect te hebben op de effectiviteit van TF-CBT met ouderbetrokkenheid. Deze bevinding geeft mede antwoord op de hypothese van Stallard (2006), waarbij seksueel misbruikte kinderen mogelijk kwetsbaarder zouden zijn dan kinderen met andere traumatische gebeurtenissen. Deze meta-analyse toont aan dat o.a. seksueel misbruik geen invloed had op de behandelingsuitkomst (Boyer, Hallion, Hammell, & Button, 2009; Zelechoski et al., 2013).
Uit deze meta-analyse bleek tevens dat de intensiteit van de behandeling (i.e., duur en aantal sessies) niet van invloed was op de behandelingsuitkomst van het kind. Deze bevinding komt overeen met de resultaten uit de studie van Deblinger en collega’s (2011) naar TF-CBT met ouderbetrokkenheid, die overigens niet aan de inclusiecriteria van deze meta-analyse voldeed. Deblinger en collega’s (2011) registreerden een daling van traumasymptomen bij het kind en een stijging van ouderlijke vaardigheden na TF-CBT, ongeacht het aantal sessies. Overigens lieten kinderen na zestien sessies iets minder traumasymptomen (i.e., herbeleving en vermijding) bij de postmeting zien dan na acht sessies, maar dit was geen significant verschil.
Als laatste bleek de invulling van ouderbetrokkenheid tijdens TF-CBT niet van invloed op de behandelingsuitkomst van het kind, aangezien de oudercomponenten (i.e., ouderlijke vaardigheden, coping vaardigheden, psycho-educatie en verminderen van dysfunctionele cognities) niet onderscheidend waren. Daarentegen zouden deze componenten toch kunnen bijdragen aan enerzijds meer begrip bij de ouder over de impact van een traumatische gebeurtenis op hun kind en anderzijds de ouder meer handvaten kunnen geven om een steunfiguur te zijn tijdens de behandeling. Het vergroten van ouderlijke steun blijkt uit voorgaand onderzoek van Cohen en collega’s (2015) belangrijk om een positieve ontwikkeling bij het getraumatiseerde kind te stimuleren. Daarenboven geeft deze meta-analyse antwoord op de aanbevelingen van Stallard (2006), waarbij de specifieke invulling van ouderbetrokkenheid op zichzelf geen effect lijkt te hebben op de behandelingsuitkomsten van het kind.
Beperkingen en sterktes
Deze multilevel meta-analyse trachtte de kennis over de effecten van TF-CBT met ouderbetrokkenheid te integreren. Hierbij is de hoge mate van ontbrekende data met betrekking tot ouder- (i.e., leeftijd, geslacht, SES, psychopathologie, percentage ouderbetrokkenheid) en kindkenmerken (i.e., trauma tijdens behandeling, tijdspanne tussen trauma en behandeling, ernst comorbide stoornissen) in de geïncludeerde studies een belangrijke beperking. Hierdoor konden deze
variabelen niet geanalyseerd worden als potentiële moderatoren. Bijkomend hadden bepaalde variabelen (e.g., percentage academische opgeleide behandelaars, programma-integriteit, verwantschap met het kind en familiesamenstelling) te weinig spreiding om als moderator te analyseren. Daarentegen zijn voldoende andere kind-, programma-, therapeut- en methodologische kenmerken meegenomen als aanvulling op de beperkingen van voorgaande meta-analyses (Gutermann et al., 2016; Lenz et al., 2015; Morris et al., 2012). Hierdoor kan geconcludeerd worden dat de moderatoranalyses uit deze multilevel meta-analyse een meerwaarde hebben voor de wetenschap en klinische praktijk omtrent TF-CBT met ouderbetrokkenheid als traumabehandeling.
Vervolgens is er sprake van een methodologische kanttekening, aangezien er negen effectgroottes aan de rechterzijde van de trechterdiagram ontbraken (zie Tabel 4, Appendix C). De ontbrekende effectgroottes wijzen op een kleine onderschatting van het werkelijke effect en betreffen daarmee een vorm van mogelijke selection bias. Dit betekent dat bepaalde steekproeven of groepen in deze meta-analyse onder- of oververtegenwoordigd zouden kunnen zijn.
Ondanks de beperkingen zijn de resultaten robuust door de aanwezigheid van een hoge (interne) causale conclusievaliditeit, aangezien deze meta-analyse uitsluitend RCT met een hoge mate van programma-integriteit heeft geïncludeerd (Kraemer, & Kupfer, 2006; Weisz et al., 2017). Bijgevolg liet de sensitiviteitsanalyse zien dat individuele studies nauwelijks invloed hadden op de overall gemiddelde effectgrootte. Tot slot zijn de geïncludeerde studies allen uitgevoerd in een klinisch representatieve setting, waardoor de resultaten generaliseerbaar zijn voor de klinische praktijk (Weisz, Ugueto, Cheron, & Herren, 2013).
Wetenschappelijke en klinische implicaties
Ten eerste blijft er behoefte aan meer RCT’s om de effectiviteit van psychologische interventies bij getraumatiseerde jeugdigen vast te stellen. Meer specifiek dienen onderzoekers informatie over ouder- (e.g., leeftijd, geslacht, SES, psychopathologie, percentage ouderbetrokkenheid) en kindkenmerken (e.g., ernst comorbide stoornissen, tijdspanne tussen trauma
en behandeling, trauma tijdens behandeling en trauma type I) te rapporteren. Vervolgens dienen onderzoekers aandacht te hebben voor het belang van follow-up metingen, aangezien uit voorgaand onderzoek bleek dat TF-CBT met ouderbetrokkenheid een blijvend effect had op PTSS na 12 maanden follow-up meting, maar een minder sterk effect had op de bijkomende klachten van het kind (i.e., internaliserende en externaliserende problemen) (Cary et al., 2012). Hierdoor zouden toekomstige follow-up metingen een beter beeld kunnen geven over de effecten van TF-CBT op de traumasymptomen van het kind over een langere tijdspanne.
Ten tweede blijkt uit deze meta-analyse en voorgaand onderzoek dat de heterogeniteit bij getraumatiseerde kinderen in acht dient te worden genomen bij hun behandeling, aangezien de traumasymptomen en de behandelingsuitkomsten voor kinderen met een trauma type I en type II verschillend zijn (Kisiel et al., 2009; Sachser et al., 2017). Kinderen met meervoudige en chronische trauma’s (type II) hebben significant meer pervasieve traumasymptomen, bijkomende klachten (Kisiel et al., 2009) en meer resterende traumaklachten na TF-CBT dan kinderen met één traumatische gebeurtenis (type I) (Sachser et al., 2017). Met andere woorden hebben voornamelijk kinderen met een trauma type II een grote overlap tussen trauma-gerelateerde en psychiatrische symptomen, waardoor het risico op een foutieve diagnose toeneemt (D’andrea et al., 2012; Griffin et al., 2012; Kisiel et al., 2014). Vanuit deze bevinding dienen clinici oog te hebben voor het aandeel van trauma als onderliggende oorzaak bij deze kinderen. Hierbij worden clinici aangemoedigd om traumasymptomen bij kinderen vroegtijdig op te sporen aan de hand van screeningsinstrumenten. De Children’s Revised Impact of Event Scale, (CRIES) (Perrin, Meiser-Stedman, & Smith, 2005) kan in de klinische praktijk ingezet worden, maar de kans bestaat dat het aanbod aan dergelijke screeningsinstrumenten zich in de toekomst uitbreidt.
Overigens zijn er nog te weinig studies die TF-CBT met ouderbetrokkenheid uitsluitend bij kinderen met een trauma type I hebben onderzocht of die een vergelijking hebben gemaakt tussen kinderen met een trauma type I en type II, met aandacht voor factoren die het verschil in
behandelingsuitkomsten zouden kunnen verklaren. Dergelijke studies zijn nodig om de effecten van traumabehandeling met ouderbetrokkenheid voor kinderen met een type II trauma te kunnen verhogen.
Ten derde dienen clinici gestandaardiseerde meetinstrumenten blijvend in te zetten om de traumasymptomen (i.e., PTSS) bij het kind adequaat in te schatten (Ghesquiere et al., 2008; Shemesh et al., 2005). Anderzijds wordt het gebruik van zelfrapportage bij het kind en/of de ouder niet afgeraden, aangezien uit onze meta-analyse het verschil tussen kind- en ouderrapportage verwaarloosbaar was. Dit impliceert dat het gebruik van ouderrapportage bij jonge getraumatiseerde kinderen mogelijk een goede weergave is van de traumasymptomen bij hun kind. Op basis van deze implicatie worden onderzoekers gestimuleerd om meer onderzoek te verrichten naar traumabehandeling bij jonge kinderen via o.a. ouderraportage, aangezien deze populatie nog onvoldoende onderzocht is. In het ideale geval worden kind- en ouderrapportage gecombineerd met meer objectieve metingen (e.g., gestandaardiseerd klinisch interview of gedragsobservatie), omdat elke vorm van metingen zijn eigen beperkingen kent.
Ten vierde hanteert TF-CBT een familiegerichte benadering, waarbij ouders/zorgfiguren betrokken worden in de behandeling van hun kind. Hierbij is het van belang dat clinici een verkennend gesprek aangaan met de ouders/zorgfiguren om het psychosociaal functioneren en eventuele belastende ouderkenmerken (e.g., psychische klachten, overprotectie, preoccupatie t.a.v. het trauma, dysfunctionele cognities en traumatische ervaringen) in kaart te brengen (Scheeringa et al., 2001; Stallard, 2006). Hierdoor kunnen clinici tevens nagaan of er contra-indicaties zijn voor TF-CBT met ouderbetrokkenheid.
Tot slot kan het zinvol zijn om de kwaliteit van de ouder-kindrelatie bij TF-CBT met ouderbetrokkenheid te onderzoeken, aangezien getraumatiseerde kinderen vaak worden blootgesteld aan interpersoonlijk trauma (e.g., kindermishandeling en verwaarlozing) met een hoger risico op gehechtheidsproblemen (Cyr et al., 2010). Vervolgens bleek uit voorgaand onderzoek dat een
positieve ouder-kindrelatie bijdraagt aan het behandelsucces van cognitief gedragstherapeutische behandelingen (Bosmans, 2016). Dit impliceert mogelijk dat het stimuleren van een positieve ouder-kindrelatie bijdraagt aan positieve kinduitkomsten bij de toepassing van TF-CBT met ouderbetrokkenheid.
Conclusie
Bovenstaande bevindingen en implicaties dragen bij aan het promoten van een trauma-sensitieve diagnostiek en behandeling. Het is van groot belang dat clinici traumasymptomen bij kinderen en adolescenten vroegtijdig opsporen aan de hand van screeningsinstrumenten, omdat trauma de onderliggende oorzaak kan zijn voor comorbide klachten bij risicopopulaties (e.g., kindermishandeling en verwaarlozing) (Griffin et al., 2012; Kisiel et al., 2009; Nemeroff, 2016; Stith et al., 2009; van der Kolk, Roth, Pelcovitz, Sunday, & Spinazzola, 2005). Indien er sprake is van trauma, kunnen getraumatiseerde kinderen door middel van TF-CBT met ouderbetrokkenheid adequaat behandeld worden, met een daling van zowel PTSS als bijkomende klachten. Dit impliceert dat TF-CBT zich focust op het aanpakken van de oorzaak van de klachten bij complexe problematiek, met een groter behandelingseffect tot gevolg. Dit is cruciaal, aangezien hedendaagse behandelingen voor complexe problematiek bij jeugdigen nauwelijks tot niet effectief zijn (Weisz et al., 2017). Kortom, onderzoekers en clinici dienen nauw samen te werken om getraumatiseerde kinderen te ondersteunen via vooruitstrevend onderzoek en een passend hulpverleningsaanbod om trauma’s te helpen verwerken, met opnieuw een positief toekomstperspectief voor de kinderen.
Referenties
Anda, R. F., Croft, J. B., Felitti, V. J., Nordenberg, D., Giles, W. H., Williamson, D. F., & Giovino, G. A. (1999). Adverse childhood experiences and smoking during adolescence and
adulthood. Journal of the American Medical Association, 282, 1652–1658. doi: 10.1001/jama.282.17.1652
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, 154–174. doi:
10.20982/tqmp.12.3.p154
Barker-Collo, S., & Read, J. (2003). Models of response to childhood sexual abuse: their implications for treatment. Trauma, Violence and Abuse, 4, 95-111. doi:
https://doi.org/10.1177/1524838002250760
Bax (2011). MIX 2.0 – Professional software for meta-analysis in Excel. version 2.0.1.4 BiostatXL, 2011. Available from, http:// www.meta-analysis-madeeasy.com [last accessed June 24, 2018].
Bokszczanin, A. (2007). PTSD symptoms in children and adolescents 28 months after a flood: age and gender differences. Journal of Traumatic Stress, 20, 347-351. doi: 10.1002/jts.20220 Bosmans, G. (2016). Cognitive Behaviour Therapy for children and adolescents: can attachment
theory contribute to its efficacy?. Clinical Child and Family Psychology Review, 19, 310-328. doi: 10.1007/s10567-016-0212-3
Boyer, S. N., Hallion, L. S., Hammell, C. L., & Button, S. (2009). Trauma as a predictive indicator of clinical outcome in residential treatment. Residential Treatment for Children & Youth, 26, 92– 104. doi: https://doi.org/10.1080/08865710902872978
Cary, E. C., & McMillen, J. C. (2012). The data behind the dissemination: a systematic review of trauma-focused cognitive behavioral therapy for use with children and youth. Children and
Youth Services Review, 34, 748-757. doi: 10.1016/j.childyouth.2012.01.003
Cohen, A., J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2nd ed.). Hillsdale, NJ: Erlbaum.
Cohen, A. J., Deblinger, E., Mannarino, P. A., & Steer, A. R. (2004). A multisite, randomized controlled trial for children with sexual abuse–related PTSD symptoms. Journal of the
American Academy of Child and Adolescent Psychiatry, 43, 393-402. doi:
https://doi.org/10.1097/00004583-200404000-00005
Cohen, A. J., Deblinger, E., Mannarino, P. A., & Steer, A. R. (2006). A follow-up study of a multisite randomized controlled trial for children with sexual abuse-related PTSD
symptoms. Journal of the American Academy of Child and Adolescent Psychiatry, 45, 1474-484. doi: 10.1097/01.chi.0000240839.56114.bb
Cohen, A. J., & Mannarino, P. A. (1996). A treatment study for sexually abused preschool children: initial findings. Journal of the American Academy of Child and Adolescent
Psychiatry, 35, 42-50. doi: https://doi.org/10.1097/00004583-199709000-00015
Cohen, A. J., & Mannarino, P. A. (2015). Trauma-focused Cognitive Behavior Therapy for traumatized children and families. Child and Adolescent Psychiatric Clinics of North
America, 24, 557-570. doi: http://dx.doi.org/10.1016/j.chc.2015.02.005
Cohen, A. J., Mannarino, P. A., Kliethermes, M., & Murray, A. L. (2012). Trauma-focused CBT for youth with complex trauma. Child Abuse and Neglect, 36, 528-541. doi:
Cohen, A. J., Mannarino, P. A., & Knudsen, K. (2005). Treating sexually abused children: 1 year follow-up of a randomized controlled trial. Child Abuse and Neglect, 29, 135-145. doi: https://doi.org/10.1016/j.chiabu.2004.12.005
Cohen, A. J., Mannarino, P. A., & Lyengar S. (2011). Community treatment of posttraumatic stress disorder for children exposed to intimate partner violence: a randomized controlled trail.
Archives of Pediatrics & Adolescent Medicene, 165, 16-21.
doi:10.1001/archpediatrics.2010.247
Copeland, W. E., Keeler, G., Angold, A., & Costello, E. J. (2007). Traumatic events and posttraumatic stress in childhood. Archives of General Psychiatry 64, 577–584. doi:10.1001/archpsyc.64.5.577
Cuijpers, P., Li, J., Hofmann, G. S., & Andersson, G. (2010). Self-reported versus clinician-rated symptoms of depression as outcome measures in psychotherapy research on depression: a meta-analysis. Clinical Psychology Review, 30, 768-778. doi:
https://doi.org/10.1016/j.cpr.2010.06.001
Cyr, C., Euser, M. E., Bakermans-Kranenburg, J. M., & Van Ijzendoorn, H. M. (2010). Attachment security and disorganization in maltreating and high-risk families: a series of meta-analyses. Development and Psychopathology, 22, 87-108. doi: 10.1017/S0954579409990289
Dawson, K., Josecelyne, A., Meijer, C., Steel, Z., Silove, D., & Bryant, A. R. (2018). A controlled trial of trauma-focused therapy versus problem-solving in Islamic children affected by civil conflict and disaster in Aceh, Indonesia. Australian & New Zealand Journal of Psychiatry,
52, 253-261. doi: 10.1177/0004867417714333
D’Andrea, W., Ford, J., Stolbach, B., Spinazzola, J., & van der Kolk, A. B. (2012). Understanding interpersonal trauma in children: why we need a developmentally appropriate trauma diagnosis. American Journal of Orthopesychiatry, 82, 187-200. doi: 10.1111/j.1939-
0025.2012.01154.x
Deblinger, E., Stauffer, L., & Steer, R. (2001). Comparative efficacies of supportive and cognitive behavioral therapies for young children who have been sexually abused and their
nonoffending mothers. Child Maltreatment, 6, 332-343. doi:
10.1177/1077559501006004006
Deblinger, E. Mannarino, A. P., Cohen, J. A., Runyon, M. K., & Steer, R. A. (2011). Trauma-focused cognitive behavioral therapy for children: impact of the trauma narrative and
treatment length. Depression and Anxiety, 28, 67-75. doi: 10.1002/da.20744
de Roos, C. Greenwald, R., den Hollander-Gijsman, M., Noorthoorn, E., van Buuren S., & de Jongh, A. (2011). A randomised comparison of cognitive behavioural therapy (CBT) and eye movement desensitisation and reprocessing (EMDR) in disaster-exposed children.
European Journal of Psychotraumatology, 2, 1-11. doi: 10.3402/ejpt.v2i0.5694
Diehle, J., Opmeer, C. B., Boer, F., Mannarino, P. A., & Lindauer, J. L. R. (2015). Trauma-focused cognitive behavioral therapy or eye movement desensitization and reprocessing: what works in children with posttraumatic stress symptoms? A randomized controlled trial.
European Child and Adolescent Psychiatry, 24, 227-236. doi: 10.1007/s00787-014-0572-5
Dorsey, S., Pullmann, D. M., Berliner, L., Koschmann, E., McKay, M., & Deblinger, E. (2014). Engaging foster parents in treatment:a randomized trail of supplementing TF-CBT with evidence-based engagement strategies. Child Abuse and Neglect, 38, 1508-1520. doi:
