FACULTEIT DER MAATSCHAPPIJ-EN GEDRAGSWETENSCHAPPEN
Graduate School of Childhood Development and Education
De invloed van therapeutfactoren en therapeutische alliantie op de
behandeleffectiviteit van cognitieve gedragstherapie (CGT)
bij kinderen met angststoornissen
Auteur: Marit van Zuthem Studentnummer: 10912266
Begeleiding: Dr. F. J. A. (Bonny) van Steensel G. E. (Liesbeth) Telman, MSc Masterscriptie Orthopedagogiek
Pedagogische Wetenschappen Universiteit van Amsterdam Amsterdam, januari 2018
2 Abstract
Objective: The aim of this study was to examine the relation between therapist factors, therapeutic alliance and outcome of CBT for children with anxiety disorders. Method: Participants were 80 children with anxiety disorders (51.2 % boys, 48.8 % girls, Mage= 10.8), their parents and therapists. All children received the CBT protocol Denken + Doen =
Durven. The therapist factors age, clinical experience and education were measured using a demographic questionnaire that therapists filled in during the post-test. Therapeutic alliance
from the perspective of child and therapist was measured at posttest using a questionnaire
(WAV-12). Treatment outcome was analyzed using mother, father and child scores from
questionnaire (SCARED-71) and semi-structured diagnostic interviews (SCID-junior) at pre-
and posttest. Results: After treatment, 53.8 % of all children were free of their primary
anxiety disorder and 40 % were free of any anxiety disorder. The results for the effect of several therapist factors on treatment outcome and the therapeutic alliance on outcome were all nonsignificant. Conclusion: Almost no evidence was found for the effect of several
therapist factors and therapeutic alliance on outcome of CBT therapy for children. Further
research on other therapist factors and with a varied and larger research group is required to gain more knowledge about these relations.
Keywords: children, anxiety disorders, cognitive behavioral therapy, therapist factors, therapeutic alliance, treatment outcomes
3 Samenvatting
Doel: Het doel van deze studie was te onderzoeken wat de invloed is van therapeutfactoren en therapeutische alliantie op de behandeleffectiviteit van CGT bij kinderen met
angststoornissen. Methode: De onderzoeksgroep bestond uit 80 kinderen met een
angststoornis (51.2 % jongens, 48.8 % meisjes, Mleeftijd= 10.8), hun ouders en therapeuten. Alle kinderen zijn behandeld met het CGT protocol Denken + Doen = Durven. De
therapeutfactoren leeftijd, klinische ervaring en opleiding zijn gemeten met een
demografische vragenlijst die therapeuten bij nameting hebben ingevuld. Therapeutische alliantie vanuit het perspectief van kind en therapeut is gemeten middels een vragenlijst (WAV-12) bij de nameting. De behandeleffectiviteit is gemeten middels een zelfrapportage-vragenlijst (SCARED-71 ), gerapporteerd door moeder, vader en kind en door de afname van een semi-gestructureerd klinisch interview (SCID-junior) bij voor- en nameting. Resultaten: Na afloop van de behandeling was 53.8 % van de kinderen vrij van zijn of haar primaire angststoornis en 40 % was vrij van alle angststoornissen. De onderzochte therapeutfactoren en de therapeutische alliantie hadden geen invloed op de behandeleffectiviteit. Conclusie: De invloed van de onderzochte therapeutfactoren en de therapeutische alliantie op de
behandeleffectiviteit van CGT bij kinderen met angststoornissen blijkt minimaal. Vervolgonderzoek naar andere therapeutfactoren met een gevarieerdere en grotere onderzoeksgroep is nodig om meer kennis over deze verbanden te verkrijgen.
Kernwoorden: kinderen, angststoornissen, cognitieve gedragstherapie, therapeutfactoren, therapeutische alliantie, behandeleffectiviteit
4 Inhoud Abstract 2. Samenvatting 3. Inleiding 5. Methode Participanten 10. Procedure en design 11.
Protocol Denken + Doen = Durven 11.
Maten 12.
Data analyse 14.
Resultaten
Ontbrekende data en andere assumpties 15.
Beschrijvende statistieken 16.
Logistische regressie analyses 17.
Multipele regressie analyses 19.
Discussie 21.
5 Inleiding
In de ontwikkeling van kinderen is angst een gezond en normaal verschijnsel. Wanneer angst echter overgaat in angst die niet is gerelateerd aan direct gevaar of directe dreiging, of zulke extreme vormen aanneemt dat bepaalde objecten of situaties worden vermeden of met intense angst worden doorstaan, wordt er gesproken van een angststoornis (Bögels, 2007; Soerdiman & Nicolaas, 2009). Een angststoornis heeft een grote impact op het leven van een kind omdat het functioneren op verschillende gebieden wordt beperkt. Zo kan een angststoornis leiden tot slechtere schoolprestaties, vermindering van deelname aan activiteiten, problemen in sociaal functioneren en problemen in de relatie met ouders (Connolly, & Bernstein, 2007; Liem, 2009). Ook kan een (onbehandelde) angststoornis leiden tot andere stoornissen in de
kindertijd, adolescentie of vroege volwassenheid, zoals een depressieve stoornis of alcohol- en drugsmisbruik (Stein et al., 2001; Kendall et al., 2004). Angststoornissen behoren tot de meest voorkomende psychische stoornissen bij kinderen (Muris, 2010). Life-time
prevalentiecijfers van kinderen met een angststoornis worden geschat tussen de 8.3 en 27.0 % (Costello et al., 2005). Van de kinderen en jongeren met een angststoornis voldoet ongeveer 40 tot 60 % aan de criteria voor meer dan één angststoornis (Rapee, Schniering, & Hudson, 2009). De meest voorkomende comorbide stoornissen bij kinderen met angststoornissen zijn depressie, ADHD en ODD (Kendall et al., 2010).
Cognitieve Gedragstherapie (verder aangeduid als CGT) is een aanbevolen
behandeling voor kinderen en jongeren met angststoornissen (Rooijen, 2013). CGT heeft als doel om door verandering in denkprocessen ook verandering in psychisch welzijn en gedrag te bewerkstelligen (Vandereycken, Hoogduin, & Emmelkamp, 2008). Voor de behandeling van angststoornissen bestaat CGT over het algemeen uit vijf componenten: psycho-educatie, aanleren van coping-strategieën, exposure (blootstelling aan angstig objecten of situaties), cognitieve herstructurering en het maken van een terugvalpreventieplan (Albano en Kendall, 2002; Rooijen, 2013). CGT voor kinderen met angststoornissen bestaat gemiddeld uit acht tot twintig sessies waarna wordt verwacht dat het kind en diens omgeving technieken hebben geleerd waarmee zij zelf verder aan de klachten verder kunnen werken. Het geven van een tijdslimiet op het aantal sessies bevordert de autonomie en voorkomt dat het kind en zijn of haar omgeving afhankelijk wordt van de therapeut. Na de behandeling is het gebruikelijk om een follow-up bijeenkomst af te spreken waarin met kind en ouders wordt geëvalueerd of er sprake is van een vermindering van klachten en hoe er met een eventuele terugval is
6 De effectiviteit van CGT voor kinderen met angststoornissen is geanalyseerd en
onderzocht met meerdere meta-analyses en randomized controlled trials (RCT). Onderzoek van James et al. (2013) wijst uit dat CGT bij kinderen en jongeren significant effectiever is in het verminderen van angstsymptomen dan geen therapie (wachtlijstconditie): zo’n 60 % van de kinderen en jongeren herstelt van een angststoornis na CGT tegenover 17.5 % in de wachtlijstconditie. Andere studies naar de effectiviteit van CGT wijzen uit dat gevonden effectgroottes variëren van matig tot groot en dat de behandeling effectief blijkt bij 54 tot 74 % van de kinderen met angststoornissen (James, Soler, & Weatherall, 2005; Hogendoorn et al., 2014). Er bestaat echter ook een aanzienlijk percentage kinderen die niet op
behandeling reageren, zo blijven gemiddeld drie tot vier van de tien kinderen zeer angstig na behandeling. Dit maakt het voor onderzoekers noodzakelijk om kennis te vergroten over factoren die van invloed zijn op de individuele variabiliteit in de uitkomsten van behandeling (Chu & Kendall, 2004; Kendall , Settipani, & Cummings, 2012). Met deze kennis kunnen behandelingen worden geoptimaliseerd, waardoor mogelijk een grotere groep angstige kinderen van CGT kan profiteren en een angststoornis in minder gevallen tot andere stoornissen in de adolescentie en jongvolwassenheid leidt (Stein et al., 2001).
Factoren die van invloed zijn op de behandeleffectiviteit kunnen worden
onderverdeeld in specifieke en non-specifieke behandelfactoren. Specifieke factoren zijn bepaalde onderdelen van een behandeling die voor verandering kunnen zorgen, zoals exposure. Met non-specifieke factoren worden onderdelen bedoeld die bijdragen aan de behandeleffectiviteit, ongeacht de doelgroep en het type van de behandeling (Van Yperen, 2003; Emmelkamp & Vedel, 2010). Voorbeelden van non-specifieke factoren die van invloed zijn op de behandeleffectiviteit – en die hieronder verder worden toegelicht – zijn
therapeutfactoren en de therapeutische alliantie (Shirk & Karver, 2003; van Yperen, 2003). Onder therapeutfactoren vallen algemeen demografische gegevens, zoals geslacht en leeftijd, en verschillende andere therapeutvariabelen zoals het opleidingsniveau en de
klinische ervaring van de therapeut. Onderzoek naar therapeutfactoren is van belang omdat uit onderzoek naar voren komt dat therapeuten erg van elkaar kunnen verschillen, wat vervolgens kan leiden tot verschillen in de effectiviteit van een behandeling (Crits-Christoph & Mintz, 1991). De invloed van therapeutfactoren op de uitkomst van een behandeling bij volwassenen wordt geschat op 8 % van de totale variantie (Wolfgang et al., 2007). Ondanks dat dit geen hoog percentage is, biedt het wel aanknopingspunten die de behandeleffectiviteit zou kunnen vergroten. Leeftijd, sekse en etniciteit lijken geen voorspellende factoren te zijn in de
7 therapeut heeft lijken wel invloed van invloed te zijn op de behandeleffectiviteit (Beutler, Machado & Nenfelt, 1994). Kijkend naar de behandeling van angststoornissen, dan kan met betrekking tot de klinische ervaring van de therapeut een onderscheid worden gemaakt in ervaring in het algemeen en specifieke ervaring met de behandeling van angststoornissen (Jongerden, Oort, & Bögels, 2014). Omdat eerdere studies naar therapeutfactoren zich met name hebben gericht op volwassenen, is onderzoek naar de relatie tussen therapeutfactoren en de behandeluitkomst bij kinderen een relatief nieuw onderzoeksgebied (Podell et al., 2013).
Er zijn slechts twee studies bekend die de relatie tussen therapeutfactoren en de behandeleffectiviteit van CGT bij kinderen met angststoornissen hebben onderzocht.
Jongerden et al. (2014) vonden dat zowel meer klinische ervaring als meer specifieke ervaring met behandeling van angststoornissen positieve voorspellers zijn voor de
behandeleffectiviteit. In tegenstelling tot hun verwachting bleken andere therapeutfactoren, waaronder het opleidingsniveau van de therapeut, behandel specifieke training en supervisie, niet te worden geassocieerd met de effectiviteit van CGT bij kinderen. De studie van Podell et al. (2013) wijst uit dat meer klinische ervaring een voorspeller is voor een betere
behandeleffectiviteit, terwijl meer specifieke ervaring met de behandeling van
angststoornissen daarentegen is gekoppeld aan minder optimale resultaten. Een mogelijke verklaring hiervoor is dat therapeuten met meer klinische ervaring vaardiger zijn in het werken met protocollaire behandelingen, waardoor zij deze beter kunnen implementeren. Dat meer specifieke ervaring met behandeling van angststoornissen leidt tot minder optimale behandelresultaten, kan volgens Podell et al. (2013) worden verklaard door het feit dat ervaren therapeuten eerder denken te weten hoe ze een behandeling moeten toepassen waardoor ze zich minder nauw aan het protocol houden. Daarnaast speculeren de auteurs dat therapeuten met meer ervaring met de behandeling van angststoornissen worden toegewezen aan het behandelen van ernstigere angststoornissen dan therapeuten die minder ervaring met deze doelgroep hebben, wat ook een mogelijke verklaring kan zijn voor minder optimale behandelresultaten (Podell et al., 2013).
Onder therapeutische alliantie wordt de kwaliteit en sterkte van de
samenwerkingsrelatie tussen cliënt en therapeut verstaan. Het begrip wordt in de literatuur opgedeeld in drie aspecten die elkaar wederzijds beïnvloeden: de overeenstemming omtrent taken, de overeenstemming omtrent doelen en de kwaliteit van de interpersoonlijke band van cliënt en therapeut (Stinckens, Ulburghs & Claes, 2009). Shirk en Karver (2003) vonden in hun meta-analyse een bescheiden significante relatie tussen de therapeutische alliantie en de behandeleffectiviteit. Resultaten van de studie van McLeod en Weisz (2005) wijzen uit dat
8 een betere therapeutische alliantie tussen therapeut en kind tijdens de behandeling leidt tot minder angstsymptomen aan het einde van de behandeling. Recente studies van Liber et al. (2010) en Cummings et al. (2015) hebben zich specifiek gericht op de invloed van de therapeutische alliantie in CGT bij kinderen met angststoornissen. Deze studies laten wisselende resultaten zien, mogelijk door methodologische verschillen en verschillende interpretaties van de definitie ‘therapeutische alliantie’. Cummings et al. (2015) vonden dat een betere therapeutische alliantie wordt geassocieerd met een gunstigere
behandeleffectiviteit, terwijl de studie van Liber et al. (2010) deze relatie niet heeft kunnen aantonen. Desondanks zijn er ook in de studie van Libert et al. (2010) aanwijzingen dat de therapeutische alliantie ook in CGT bij kinderen met angststoornissen kan worden
geassocieerd met een gunstigere behandeleffectiviteit. Zo vonden de auteurs dat een betere therapeutische alliantie is gerelateerd aan een grotere betrokkenheid van het kind bij een behandeling, wat volgens Chu en Kendall (2004) gunstig is, omdat het kind daardoor beter vaardigheden aanleert, beter leert omgaan met emoties en gemakkelijker durft deel te nemen aan exposureoefeningen. Betrokkenheid van het kind bij deze activiteiten kan volgens de auteurs een belangrijke voorwaarde zijn voor het succes van een behandeling.
Samengevat laten bovenstaande bevindingen zien dat therapeutfactoren en de therapeutische alliantie van invloed kunnen zijn op de behandeleffectiviteit, maar de enkele studies naar dergelijke processen in CGT bij kinderen met angststoornissen laten geen eenduidig beeld zien. In de huidige studie wordt gekeken naar de invloed van
therapeutfactoren en therapeutische alliantie op de behandeleffectiviteit na CGT bij kinderen met angststoornissen. Hierbij wordt specifiek gekeken naar een aangepaste versie van het cognitief gedragstherapeutische protocol Denken + Doen = Durven, dat is ontwikkeld voor kinderen tussen de 8 en 18 jaar (Bögels, 2008). Op basis van de uitkomsten van de studies van Chu en Kendall (2004), Liber et al. (2010) en Cummings et al. (2015) wordt verwacht dat een betere therapeutische alliantie van invloed is op een gunstigere behandeleffectiviteit.
Daarnaast wordt er onderzocht wat de invloed is van verschillende therapeutfactoren op de behandeleffectiviteit. Therapeutvariabelen die worden meegenomen zijn de opleiding die de therapeut heeft behaald en de klinische ervaring die de therapeut heeft, waarbij onderscheid wordt gemaakt in ervaring in het algemeen en specifieke ervaring met de behandeling van angststoornissen. Uitgaande van de studies van Jongerden et al. (2014) en Podell et al. (2013) wordt verwacht dat meer klinische ervaring (in het algemeen) een positieve voorspeller is voor de behandeleffectiviteit. Klinische ervaring specifiek met behandeling van
9 angststoornissen en de opleiding die de therapeut heeft behaald worden samen met de
10 Methode
Participanten
De huidige studie is onderdeel van het onderzoek "Werkzame factoren in de angstbehandeling bij kinderen en jongeren na de transitie jeugdzorg" (Telman, Van Steensel, Maric, & Bögels, 2015), een onderzoek van de Universiteit van Amsterdam gericht op een vernieuwde versie van Denken + Doen = Durven. Gegevens uit dit onderzoek zijn in de huidige studie gebruikt om de invloed van verschillende therapeutfactoren en de therapeutische alliantie op de behandeleffectiviteit van CGT bij kinderen met angststoornissen te onderzoeken.
De onderzoeksgroep bestond oorspronkelijk uit 115 kinderen (N = 115) tussen 7 en 17 jaar: 55 jongens (47.8 %) en 60 meisjes (52.2 %) met een gemiddelde leeftijd van 11.2 jaar (SD = 2.53). Omdat er echter sprake was van niet bruikbare en missende waarden, zijn er 35 participanten uit de dataset verwijderd en niet meegenomen in de analyses. De uiteindelijke onderzoeksgroep bestaat daarom uit 80 kinderen (n = 80) met angstklachten, en een leeftijd tussen de 8 en 17 jaar: 41 jongens (51.2%) en 39 meisjes (48.8 %) met een gemiddelde leeftijd van 10.8 jaar (SD = 2.44). Deze kinderen werden in de basis GGZ (27.5 %), specialistische GGZ (68.8 %) of een andere hulpverleningssetting (3.8 %) behandeld. Alle kinderen uit de onderzoeksgroep hadden bij voormeting (T1) een primaire angststoornis: sociale angststoornis (26.7 %), gegeneraliseerde angststoornis (26.7 %), specifieke fobie (26.7 %), separatie-angststoornis (14.7 %), paniekstoornis (2.7 %), ziekte-angststoornis (1.3%) en selectief mutisme (1.3 %). Naast de primaire angststoornis hadden bijna alle kinderen (98.4 %) één of meerdere comorbide stoornissen, waarvan bij 87 % sprake was van een of meerdere comorbide angststoornissen.
Van de 80 gezinnen, namen 77 moeders met een gemiddelde leeftijd van 43.46 jaar (SD = 4.73) en 64 vaders met een gemiddelde leeftijd van 46.61 jaar (SD = 6.24) deel aan het onderzoek. De ouders zijn grotendeels afkomstig uit Nederland (moeders 91.2 %, vaders 94.0 %) en de burgerlijke staat is voor de meeste ouders samenwonend of getrouwd (moeders 80.9 %, vaders 86.0 %). Het opleidingsniveau van de ouders is gemeten door een verdeling te maken in de volgende categorieën: laag (basis- of voortgezet onderwijs), gemiddeld (MBO niveau) en hoog (HBO niveau of hoger). De meeste ouders hebben een hoog (moeders 52.9 %, vaders 58.0 %) of gemiddeld (moeders 38.2 %, vaders 30.0 %) opleidingsniveau.
11 Procedure en design
Kinderen en ouders zijn door de therapeut zowel mondeling als schriftelijk geïnformeerd over de studie. Inclusiecriteria waren dat de angstbehandeling geïndiceerd was en dat tenminste één ouder bereid was om deel te nemen aan het onderzoek. Aangezien variatie en
heterogeniteit binnen het onderzoek wenselijk was (om bijvoorbeeld de invloed van comorbiditeit te kunnen onderzoeken) zijn er geen exclusie criteria opgesteld, behalve het voldoende beheersen van de Nederlandse taal. Het onderzoek is gestart nadat kind en ouders het informed consent formulier hadden ondertekend. De participanten konden op elk moment gedurende het onderzoek besluiten niet meer mee te werken. De verzamelde gegevens van het onderzoek zijn vertrouwelijk behandeld en anoniem verwerkt. Ethische goedkeuring is
verleend door de commissie Ethiek van de Universiteit van Amsterdam. Gezinnen die aan het volledige onderzoek hebben meegewerkt, hebben een VVV-bon van 20 euro ontvangen als dank voor deelname. GGZ-instellingen en psychologenpraktijken die hebben deelgenomen zijn: UvA Minds, de Kinderkliniek, Psychologenpraktijk Kuin, Altra, Psychologenpraktijk Waalre, Psychologenpraktijk Eefde, Praktijk voor leer- en gedragsadviezen, GGZ Noord-Holland Noord, Dokter Bosman, Max Ernst, Buro van Roosmalen, Jeugdformaat, Elan, AMC Psychosociale zorg, Karakter, PsySo, Mediant, Virenze en Praktijk Appelboom.
In het onderzoek is een design gebruikt met vier meetmomenten: voor de start van de behandeling (T1: voormeting), na 5 weken (T2: tussenmeting), na afloop van behandeling (T3: nameting) en 10 weken na afloop van de behandeling (T4: follow-up). In de huidige studie zijn uitsluitend gegevens van de voormeting (T1) en nameting (T3) meegenomen omdat de therapeutische alliantie enkel is gemeten bij nameting en niet bij follow-up. Protocol Denken + Doen = Durven
Denken + Doen = Durven is een kortdurend cognitief gedragstherapeutisch protocol voor kinderen tussen de 8 en 18 jaar met angststoornissen, ontwikkeld door Bögels (2008). Het protocol blijkt effectief voor de behandeling van angststoornissen bij kinderen in de specialistische GGZ, zowel in gecontroleerde klinische onderzoeken als in de klinische praktijk (Bodden, Dirksen, & Bögels, 2008; Jongerden et al., 2014; Steensel & Bögels, 2015). In de huidige studie wordt gekeken naar een aangepaste versie van het originele protocol waarin de therapeut wordt ondersteund met structured flexibility: de therapeut krijgt door middel van het protocol structuur geboden, maar daarnaast ook de vrijheid om flexibel om te gaan met de inhoud van de behandeling. Het protocol bestaat uit negen modules: ‘psycho-educatie’, ‘denken’ (cognitieve herstructurering), ‘voelen’ (waaronder mindfulness), ‘helpend
12 gedrag’ (coping)’, ‘doen’ (exposure), ‘experimenten’, ‘praten met je ouders’ en
‘ouderbegeleiding’, ‘samenvatting en terugvalpreventie’. Enkel de eerste sessie (psycho-educatie) en de laatste sessie (samenvatting en terugvalpreventie) staan vast, verder mag de therapeut zelf bepalen welke (elementen van) modules en werkbladen er worden gebruikt, hoeveel sessies er worden ingepland en wie bij de sessies aanwezig zijn (Telman et al., 2015). Maten
Therapeutfactoren. Therapeutfactoren zijn in kaart gebracht met behulp van een demografische vragenlijst die therapeuten bij de nameting (T3) zelf hebben ingevuld.
Therapeutfactoren die in deze studie worden meegenomen zijn sekse, leeftijd, opleiding en de ervaring van de therapeut. Er is gekeken welke opleiding de therapeut heeft behaald, waarbij onderscheid is gemaakt in: 1. wel/geen CGT opleiding, 2. wel/geen GZ-psycholoog en 3. wel/geen klinisch psycholoog of psychotherapeut. Bij het meten van de ervaring van de therapeut is onderscheid gemaakt in klinische ervaring in het algemeen (gemeten in aantal jaren ervaring) en het aantal kinderen met angststoornissen dat de therapeut eerder heeft behandeld (gemeten in aantal kinderen).
Therapeutische alliantie. De therapeutische alliantie is gemeten middels een
verkorte versie van de Werk Alliantie Vragenlijst (WAV-12, Vertommen & Vervaeke, 1990) gerapporteerd door de kinderen en hun therapeuten bij de nameting (T3). De WAV-12 is een instrument dat de emotionele band tussen cliënt en therapeut beoordeelt. De aspecten van de therapeutische alliantie die met de WAV-12 worden gemeten zijn onderverdeeld in drie subschalen: de Taakschaal (overeenstemming omtrent taken), de Doelschaal
(overeenstemming omtrent doelen) en de Bandschaal (kwaliteit van de interpersoonlijke band tussen cliënt en therapeut). De items zijn gemeten op een 5 puntschaal (0 = zelfden of nooit, 1 = soms, 2 = dikwijls, 3 = zeer vaak, 5 = altijd). Voorbeelditems zijn: ‘Wij zijn het eens over wat voor mij belangrijk is om aan te werken’ en ‘Ik voel dat mijn therapeut(e) om mij geeft, zelfs wanneer ik dingen doe die hij/zij niet goedkeurt’. De interne consistentie van de drie subschalen is goed: 0.85 voor de Taakschaal, 0.83 voor de Doelschaal en 0.82 voor de Bandschaal (Stinckens, Ulburghs, & Claes, 2009). In de huidige studie wordt niet gekeken naar de subschalen maar wordt de totaalscore van de WAV-12 gebruikt als voorspeller. De totaalscore is berekend door de scores van alle items bij elkaar op te tellen, zowel voor het kind als voor de therapeut (onafhankelijk van elkaar).
13 de Structured Clinical Interview for DSM-5 Disorders for Children (SCID-junior) gekeken naar een verandering in de aanwezigheid van angststoornissen (zowel primaire angststoornis als comorbide angststoornissen) en met de Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders-71 (SCARED-71) naar een verandering in angstsymptomen bij het kind.
De SCID-junior is gebaseerd op het Structured Clinical Interview for DSM-IV Childhood Diagnoses (Kid-SCID), een semi-gestructureerd klinisch interview dat op basis van de DSM-IV criteria betrouwbaar psychiatrische stoornissen bij kinderen en adolescenten diagnosticeert (Roelofs et al., 2015). Als vervolg hierop is de SCID-junior ontwikkeld, ook een semi-gestructureerd interview met als doel om DSM-5 stoornissen bij kinderen en jongeren tussen de 8 en 18 jaar oud te diagnosticeren. Wanneer er wordt voldaan aan de symptoomcriteria van een stoornis, wordt aan de informant gevraagd in hoeverre de symptomen het dagelijkse leven beïnvloeden op een schaal van 0 tot en met 8. Dit is gebaseerd op de Ernstbeoordelingsscore (EBC-score) van het Anxiety Disorder Interview Schedule – Parent and Child version (ADIS-C/P; Silverman & Albano, 1996). Wanneer het kind een 4 of hoger scoort, dan is er sprake van een angststoornis. Er is tot op heden nog geen onderzoek verricht naar de psychometrische kenmerken van de SCID-junior. Recentelijk onderzoek naar de SCID-kid laat wel een hoge betrouwbaarheid zien voor de meeste
diagnoses (Cronbachs alpha’s tussen de .70 en 1.00) (Roelofs et al., 2015). De SCID-junior is bij beide meetmomenten (T1 en T3) telefonisch afgenomen bij de kinderen en hun ouders waarna de uitkomsten zijn samengesteld tot één of meerdere diagnoses.
De SCARED-71 is een zelfrapportagevragenlijst met 71 items die angstsymptomen meet welke zijn gebaseerd op de angststoornissen in de DSM-IV, waarbij onderscheid is gemaakt in de volgende subschalen: de paniekstoornis, gegeneraliseerde angststoornis, specifieke fobie, sociale fobie, separatieangststoornis, obsessieve compulsieve stoornis en de posttraumatische-stressstoornis. De items zijn gebaseerd op een 3-puntsschaal (0 = bijna nooit, 1 = soms, 2 = vaak). Een voorbeelditem voor de subschaal sociale fobie is: ‘Ik ben niet graag bij onbekende mensen’, en voor de separatieangststoornis: ‘Ik ben bang als ik niet bij mijn ouders ben’. Voor de scores op de subschalen en de totaalscore is een cut-off score vastgesteld, bij een score boven deze cut-off is er sprake van een klinische angst. De interne consistentie van de SCARED-71 voor zowel kinderen (α = .95), moeders (α = .96) en vaders (α = .95) is goed (Bodden, Bögels, & Muris, 2009). De SCARED-71 werd in de huidige studie ingevuld door kinderen en hun ouders bij beide meetmomenten (T1 en T3). De scores op de subschalen worden niet meegenomen, enkel de totaalscore, die is berekend door de scores van alle items bij elkaar op te tellen.
14 Data analyse
Om de invloed van therapeutfactoren en de therapeutische alliantie op de behandeleffectiviteit van CGT bij kinderen met angststoornissen te onderzoeken zijn er vier logistische en twee multipele regressies uitgevoerd met behulp van het programma IBM SPSS Statistics 24. De behandeleffectiviteit is de afhankelijke variabele en de therapeutfactoren (sekse, leeftijd, klinische ervaring en opleiding) en therapeutische alliantie zijn onafhankelijke variabelen. De therapeutische alliantie is zowel beoordeeld door het kind als de therapeut. Beide
perspectieven zijn in de analyses meegenomen omdat de totaalscores van kind en therapeut nauwelijks met elkaar correleerden (r = .203, n = 55, p=.138, tweezijdig).
Voor de afhankelijke variabele behandeleffectiviteit is op twee verschillende manieren een verschilscore berekend voor het verschil tussen nameting (T3) en voormeting (T1). Allereerst zijn er logistische regressies uitgevoerd om te onderzoeken of er bij nameting een verandering is in de aanwezigheid van primaire angststoornissen en comorbide
angststoornissen bij het kind, ten opzichte van de voormeting. De aan- of afwezigheid van een angstdiagnose bij de nameting, gemeten middels de SCID-junior, is hierbij gebruikt als
afhankelijke variabele. Daarnaast is bij de multipele regressies de veranderscore op de SCARED-71 gebruikt als afhankelijke variabele. Hierbij is een gemiddelde totaalscore berekend voor de rapportage van het kind, vader, en moeder. Vervolgens is de verschilscore berekend door de gemiddelde totaalscore bij de voormeting van de gemiddelde totaalscore bij de nameting af te trekken. Hoe groter het positieve verschil tussen voor- en nameting, hoe groter de afname van angstsymptomen is bij het kind bij nameting en hoe effectiever de behandeling is gebleken. Een negatieve verschilscore betekent dat het kind aan het einde van de behandeling meer angstsymptomen heeft en is dus een ongewenst effect.
15 Resultaten
Ontbrekende data en andere assumpties
Bij 13 participanten was er sprake van drop-out, waardoor enkel gegevens van de voormeting beschikbaar waren en er geen verschilscore tussen voor- en nameting kon worden berekend. De gegevens van deze participanten zijn uit de dataset verwijderd. Ook zijn 9 andere
participanten uit de analyses gehaald, omdat de demografische gegevens van de therapeut ontbraken waardoor er geen uitspraken kunnen worden gedaan over de invloed van
therapeutfactoren op de behandeleffectiviteit. Er zijn 12 participanten verwijderd bij wie de scores op de SCID-junior of SCARED-71 ontbraken. Tot slot is er één participant verwijderd omdat er geen sprake was van een primaire angststoornis. In totaal zijn er dus 35 participanten niet meegenomen in de analyses waardoor de uiteindelijke onderzoeksgroep uit 80 kinderen (n = 80) bestaat.
Voorafgaand aan de logistische en multipele regressie analyses zijn de assumpties gecontroleerd. Deze bleken in orde te zijn, op de assumptie voor multicollineariteit na. In de correlatiematrix (Tabel 1) is te zien dat de variabelen ‘ervaring van de therapeut in het algemeen’ en ‘ervaring van de therapeut specifiek met de behandeling van angststoornissen’ hoog met elkaar correleren (r = .505, n = 73, p < .001, tweezijdig). Ook bleek dat ‘ervaring van de therapeut in het algemeen’ hoog correleert met ‘leeftijd van de therapeut’ (r. = 538, n = 74, p < .001, tweezijdig). Omdat variabelen die sterk met elkaar correleren de
betrouwbaarheid van het model reduceren, is alleen de variabele ‘ervaring van de therapeut in het algemeen’ gebruikt en zijn de variabelen ‘ervaring van de therapeut (specifiek)’ en
‘leeftijd van de therapeut’ niet in de analyses geïncludeerd (Noot: voor deze variabelen zijn wel aparte regressie analyses uitgevoerd waaruit bleek dat de uitkomsten vergelijkbaar waren). Tot slot zijn de variabelen ‘sekse therapeut’ en ‘opleiding therapeut KP’ niet meegenomen in de analyses, omdat de aantallen te klein waren: er hebben slechts vier mannelijke therapeuten deelgenomen en niet meer dan drie therapeuten hadden de opleiding tot klinisch psycholoog afgerond.
16 Noot. Correlaties berekend aan de hand van de Pearson correlatie. *p < .05, **p < .01.
T3 = nameting; Primaire angststoornisvrij/ Angststoornisvrij: 1 = vrij, 0 = niet vrij;
Angstsymptomen: verschilscore tussen voor- en nameting; T = therapeut, K = kind; Opleiding CGT/GZ: 1 = voltooid, 0 = niet voltooid; Ervaring algemeen: aantal jaren ervaring van
therapeut; Ervaring specifiek: aantal kinderen met angststoornissen dat therapeut eerder heeft behandeld.
Beschrijvende statistieken
Aan het onderzoek hebben 49 therapeuten (n = 49) meegedaan, waarvan 4 mannelijke therapeuten (8.2 %) en 45 vrouwelijke therapeuten (91.8%) met een gemiddelde leeftijd van 35.36 jaar (SD = 9.268). De meeste therapeuten waren werkzaam bij UvA Minds (27.1 %). Binnen de onderzoeksgroep van therapeuten zijn er 27 therapeuten die ten minste twee keer (met een andere cliënt) hebben meegedaan aan het onderzoek. Omdat anders de steekproef te klein zou worden, is ervoor gekozen om de 2de, 3de etc. door dezelfde therapeut behandelde cliënt niet uit de dataset te verwijderen. Dit betekent dat van deze 27 therapeuten, de gegevens twee keer of vaker zijn meegenomen in de analyses. In de analyses zijn dus de gegevens meegenomen van 80 therapeuten (n = 80), waarvan vier mannelijke therapeuten (5.0 %) en 76 vrouwelijke therapeuten (95.0 %) met een gemiddelde leeftijd van 34.39 (SD = 8.68).
Tabel 1. Correlatiematrix van alle categorische- en schaalvariabelen.
Variabele 1. 2. 3. 4. 5. 6. 7. 8. 9. 1. Primaire angst- stoornisvrij bij T3 2. Angststoornis-vrij bij T3 .742** 68 3. Angstsymp-tomen .091 60 .062 59 4. Therapeutische alliantie T -.048 64 -.075 63 .017 64 5. Therapeutische alliantie K -.130 53 -.213 53 .119 53 .203 55 6. Leeftijd therapeut -.015 64 .126 63 -.062 66 -.155 67 -.182 52 7. Opleiding therapeut CGT .008 68 .076 57 -.014 70 .014 72 -.273* 57 .377** 73 8. Opleiding therapeut GZ .003 69 .056 68 .025 71 .025 73 -.227 58 .349** 74 -.244* 79 9. Ervaring algemeen -.146 69 -.019 68 -.044 71 -.061 73 -.301* 58 .538** 74 .208 79 .362** 80 10. Ervaring specifiek .031 62 .111 61 -.073 65 -.030 67 -.257 52 .429** 67 .491** 72 .437** 73 .505** 73
17 In Tabel 2 zijn de beschrijvende statistieken weergegeven van alle categorische- en schaalvariabelen die zijn meegenomen in de logistische en multipele regressie analyses. Tabel 2. Beschrijvende statistiek voor alle categorische- en schaalvariabelen
Categorische variabelen n % Opleiding therapeut
- CGT behaald 19 24.1
- GZ behaald 33 41.3
Vrij van primaire angststoornis bij T3 43 53.8 Vrij van alle angststoornissen bij T3 32 40.0
Schaalvariabelen n M SD
Ervaring therapeut algemeen (in jaren) 80 11.21 14.09 Ervaring therapeut specifiek (in aantal kinderen) 73 32.74 67.81
Leeftijd therapeut 74 34.39 8.68
Therapeutische alliantie T 73 44.945 6.227
Therapeutische alliantie K 58 48.0 10.599
Verschilscore angstsymptomen (T1-T3) 71 13.5 14.206 Noot. T1 = voormeting; T3 = nameting; T = therapeut; K = kind.
Logistische regressie analyses
Vier logistische regressie analyses zijn uitgevoerd om te onderzoeken wat de voorspellende waarde is van therapeutfactoren en therapeutische alliantie op de behandeleffectiviteit, dit is gemeten door te onderzoeken of er een verandering plaatsvindt in de aanwezigheid van angststoornissen. Er is onderscheid gemaakt tussen het bij nameting (T3) vrij zijn van de primaire angststoornis en het vrij zijn van alle angststoornissen. In het model zijn vier onafhankelijke variabelen opgenomen: therapeutische alliantie, de ervaring van de therapeut in het algemeen, opleiding CGT en opleiding GZ.
In de eerste twee analyses is onderzocht of therapeutfactoren en de therapeutische alliantie een voorspellende waarde hebben op de aan- of afwezigheid van de primaire angststoornis bij de nameting. De eerste analyse heeft naast de therapeutfactoren, de therapeutische alliantie ervaren door therapeut meegenomen als voorspeller. De totale variantie verklaard door het gehele model bleek niet significant (χ² (5, n = 63) = 3.253, p=.661, Nagelkerke R2=.068) en de voorspellers waren afzonderlijk ook niet significant (zie Tabel 3). Het model voor de tweede analyse, waarin het proces is herhaald met de
therapeutische alliantie ervaren door kind als voorspeller, bleek eveneens niet significant (χ² (5, n = 52) = 3.439, p=.633, Nagelkerke R2=.086) waarbij ook de voorspellers afzonderlijk niet significant waren (zie Tabel 4).
18 Tabel 3. Resultaten logistische regressie voor de voorspelling van therapeutfactoren en
therapeutische alliantie (ervaren door therapeut) op de afwezigheid van de primaire angststoornis
Variabelen B SE Wald OR (95% CI) p
Therapeutische alliantie T -.033 .044 .553 .968 (.887, 1.055) .457 Therapeutfactoren Ervaring in jaren Opleiding CGT Opleiding GZ -.027 .149 .244 .023 .691 .606 1.324 .046 .163 .973 (.930, 1.019) 1.160 (2.99, 4.496) 1.277 (.389, 4.184) .250 .830 .687 Chi-square Nagelkerke R2 Cox & Snell R2
3.253 .068 .050 Noot: Gezien multicollineariteit zijn aparte analyses uitgevoerd voor de variabelen ‘ervaring van de therapeut (specifiek)’ en ‘leeftijd van de therapeut’, uitkomsten zijn vergelijkbaar. Tabel 4. Resultaten logistische regressie voor de voorspelling van therapeutfactoren en therapeutische alliantie (ervaren door kind) op de afwezigheid van de primaire angststoornis
Variabelen B SE Wald OR (95% CI) p
Therapeutische alliantie K -.035 .034 1.094 .965 (.903, 1.031) .295 Therapeutfactoren Ervaring in jaren Opleiding CGT Opleiding GZ -.071 .397 .815 0.56 .881 .726 1.594 .203 1.262 .932 (.834, 1.030) 1.487 (.265, 8.359) 2.260 (.545, 9.375) .207 .652 .261 Chi-square Nagelkerke R2 Cox & Snell R2
3.439 .086 .064 Noot: Gezien multicollineariteit zijn aparte analyses uitgevoerd voor de variabelen ‘ervaring van de therapeut (specifiek)’ en ‘leeftijd van de therapeut’, uitkomsten zijn vergelijkbaar.
In de volgende twee analyses is onderzocht of therapeutfactoren en therapeutische alliantie een voorspellende waarde hebben op de aan- of afwezigheid van alle angststoornissen, door te onderzoeken of de kinderen bij nameting vrij zijn van alle angststoornissen. De derde analyse heeft naast de therapeutfactoren, de therapeutische alliantie ervaren door therapeut, als voorspeller. De totale variantie verklaard door het gehele model voor bleek niet significant (χ² (5, n = 62) = 1.705, p=.888, Nagelkerke R2=.036) en ook de voorspellers afzonderlijk waren niet significant (zie Tabel 5). Het proces is herhaald met de therapeutische alliantie ervaren door kind als voorspeller in de vierde analyse. Voor deze analyse is eveneens het gehele model niet significant (χ² (5, n = 52) = 3.347, p=.647, Nagelkerke R2=.083) en bleken ook de voorspellers
19 afzonderlijk niet significant (zie Tabel 6).
Tabel 5. Resultaten logistische regressie voor de voorspelling van therapeutfactoren en therapeutische alliantie (ervaren door therapeut) op de afwezigheid van alle angststoornissen
Variabelen B SE Wald OR (95% CI) p
Therapeutische alliantie T -.037 .042 .799 .964 (.888, 1.046) .377 Therapeutfactoren Ervaring in jaren Opleiding CGT Opleiding GZ -.009 .208 .406 .019 .681 .592 .239 .093 .472 .991 (.995, 1.028) 1.232 (.324, 4.682) .1501 (.471, 4.786) .625 .760 .492 Chi-square Nagelkerke R2 Cox & Snell R2
1.705 .036 .027 Noot: Gezien multicollineariteit zijn aparte analyses uitgevoerd voor de variabelen ‘ervaring van de therapeut (specifiek)’ en ‘leeftijd van de therapeut’, uitkomsten zijn vergelijkbaar.
Multipele regressie analyses
Multipele regressie analyses zijn gedaan om te onderzoeken wat de voorspellende waarde van therapeutfactoren en therapeutische alliantie is op de behandeleffectiviteit, gemeten door te kijken naar een verandering in angstsymptomen.
In de eerste analyse zijn de therapeutfactoren en de therapeutische alliantie ervaren door therapeut de geïncludeerde voorspellers. De totale variantie verklaard door het gehele model bleek niet significant (F (5, n = 57) = .721, p=.610, R2=.059) en ook de voorspellers afzonderlijk waren niet significant (Tabel 7). In de tweede analyse is het proces herhaald met Tabel 6. Resultaten logistische regressie voor de voorspelling van therapeutfactoren en therapeutische alliantie (ervaren door kind) op de afwezigheid van alle angststoornissen
Variabelen B SE Wald OR (95% CI) p
Therapeutische alliantie K -.054 .034 2.422 .948 (.886, 1.014) .120 Therapeutfactoren Ervaring in jaren Opleiding CGT Opleiding GZ -.022 .009 .238 .053 .856 .703 .174 .000 .114 .978 (.882, 1.085) 1.009 (.189, 5.397) 1.268 (320, 5.032) .676 .992 .736 Chi-square Nagelkerke R2 Cox & Snell R2
3.347 .083 .062 Noot: Gezien multicollineariteit zijn aparte analyses uitgevoerd voor de variabelen ‘ervaring van de therapeut (specifiek)’ en ‘leeftijd van de therapeut’, uitkomsten zijn vergelijkbaar.
20 de therapeutfactoren en therapeutische alliantie ervaren door kind als voorspellers. Ook bij deze analyse bleek de totale variantie verklaard door het gehele model niet significant (F (5, n = 46) = .841, p=.528, R2=.084) en bleken de voorspellers afzonderlijk ook niet significant (Tabel 8).
Tabel 7. Resultaten multipele regressie voor de voorspelling van therapeutfactoren en de therapeutische alliantie (ervaren door therapeut) op de afname van angstsymptomen
Variabelen B SE β t p Therapeutische alliantie T 0.19 .292 .008 .064 .949 Therapeutfactoren Ervaring in jaren -1.42 .248 -.084 -.571 .570 Opleiding CGT -1.886 4.776 -.056 -.395 .694 Opleiding GZ 4.429 4.259 .149 1.040 .303 F .721 R2 .059 Adjusted R2 -0.23
Noot: Gezien multicollineariteit zijn aparte analyses uitgevoerd voor de variabelen ‘ervaring van de therapeut (specifiek)’ en ‘leeftijd van de therapeut’, uitkomsten zijn vergelijkbaar. Tabel 8. Resultaten multipele regressie voor de voorspelling van therapeutfactoren en de therapeutische alliantie (ervaren door kind) op de afname van angstsymptomen
Variabelen B SE β t p Therapeutische alliantie K .242 .195 .198 1.255 .216 Therapeutfactoren Ervaring in jaren -.137 .319 -.082 -429 .670 Opleiding CGT -8.72 5.002 -.030 -.174 .862 Opleiding GZ 4.582 4.376 .177 1.047 .301 F .841 R2 .084 Adjusted R2 -.016
Noot: Gezien multicollineariteit zijn aparte analyses uitgevoerd voor de variabelen ‘ervaring van de therapeut (specifiek)’ en ‘leeftijd van de therapeut’, uitkomsten zijn vergelijkbaar.
21 Discussie
In de huidige studie is onderzocht wat de invloed is van therapeutfactoren en therapeutische alliantie, vanuit het perspectief van kind en therapeut, op de behandeleffectiviteit van CGT bij kinderen met angststoornissen. Hierbij zijn de volgende therapeutfactoren meegenomen: leeftijd, klinische ervaring (algemeen en specifiek met behandeling angststoornissen) en het hebben voltooid van een CGT en/of GZ opleiding. De verwachting was dat meer klinische ervaring van de therapeut in het algemeen en een betere therapeutische alliantie van invloed zouden zijn op een gunstigere behandeleffectiviteit. Over de klinische ervaring die de therapeut heeft specifiek met behandeling van angststoornissen en de opleiding die de therapeut heeft behaald was geen hypothese opgesteld, omdat hierover geen eenduidig beeld wordt beschreven in de bestaande literatuur. Ook over de invloed van de leeftijd van de therapeut op de behandeleffectiviteit was geen hypothese opgesteld, deze werd in de studie exploratief onderzocht.
Uit de analyses blijkt dat bij de nameting 53.8 % van de kinderen die CGT voor hun angstproblemen ontvingen vrij was van zijn of haar primaire angststoornis en dat 40 % vrij was van alle angststoornissen. Deels in tegenstelling tot de verwachtingen, blijkt dat de therapeutfactoren (leeftijd, klinische ervaring en opleiding) en de therapeutische alliantie nauwelijks van invloed zijn op de behandeleffectiviteit van CGT bij kinderen met
angststoornissen. Dat de onderzochte therapeutfactoren geen invloed hebben op de
behandeleffectiviteit komt niet overeen met studies die vonden dat meer klinische ervaring in het algemeen invloed heeft op een gunstigere behandeleffectiviteit (Jongerden et al. 2014; Podell et al., 2013). Een mogelijke verklaring voor dit tegenstrijdige resultaat is dat alle therapeuten die aan het onderzoek hebben deelgenomen ten minste een HBO opleiding hebben afgerond en dus hoog opgeleid zijn. Mogelijk is het behandelprotocol vergelijkend uitvoerbaar voor iedere hoog opgeleide therapeut waardoor een aanvullende opleiding geen invloed heeft op de behandeleffectiviteit. Geprotocolleerde behandelingen leiden tenslotte voor minder verschillen in de uitvoering van een behandeling (Keijsers, Minnen & Hoogduin, 2004). Kijkend naar de klinische ervaring specifiek met behandeling van angststoornissen komen de niet significante resultaten van de huidige studie wel overeen met eerdere studies (Beutler et al., 1994; Podell et al., 2013; Jongerden et al., 2014). Dat klinische ervaring specifiek met behandeling van angststoornissen niet van invloed is op de behandeleffectiviteit kan volgens Podell et al. (2013), zoals eerder beschreven, verklaard worden door het feit dat meer ervaren therapeuten worden toegewezen aan het behandelen van ernstigere
22 angststoornissen in vergelijking tot therapeuten met minder ervaring. Dit zou tot gevolg
kunnen hebben dat de behandeleffectiviteit minder gunstig is. Een andere verklaring kan zijn dat therapeuten met meer ervaring eerder denken te weten hoe ze een behandeling moeten toepassen waardoor ze zich minder nauw aan het protocol houden (Podell et al., 2013).
De resultaten van de huidige studie zijn ook in tegenstelling tot de studies die aantonen dat een betere therapeutische alliantie van invloed is op een gunstigere
behandeleffectiviteit (Chu & Kendall, 2004; Liber et al., 2010; Cummings et al., 2015). Een mogelijke verklaring is dat de relatie tussen therapeutische alliantie en behandeleffectiviteit verschillend kan zijn voor kinderen met internaliserende en externaliserende problemen (Shirk en Karver, 2003). In de huidige studie is enkel gekeken naar de aanwezigheid van angststoornissen en is de eventuele verdere internaliserende of externaliserende comorbiditeit buiten beschouwing gelaten. Kinderen met internaliserende problematiek zullen echter eerder een betere therapeutische alliantie met een therapeut ontwikkelen in vergelijking tot kinderen met externaliserende problematiek, omdat kinderen met internaliserende problematiek over het algemeen grotere motivatie hebben om aan hun problematiek te werken en daarnaast minder vaak problemen met autoriteitsfiguren hebben (Shirk en Karver, 2003). In de huidige studie hebben een aantal kinderen deelgenomen die, naast een angststoornis, ook zijn
gediagnosticeerd met andere stoornissen zoals ADHD, depressie, een obsessief-compulsieve stoornis (OCS) of een oppositioneel-opstandige gedragsstoornis (ODD). Het is dus goed mogelijk dat wanneer er sprake was van comorbiditeit het type problemen van invloed is geweest op de therapeutische alliantie, waardoor het een modererend effect kan hebben gehad op de behandeleffectiviteit.
Dat de onderzochte therapeutfactoren en de therapeutische alliantie niet van belang lijken te zijn in een behandeling is een onverwachte maar ook positieve uitkomst. Zoals eerder beschreven is in deze studie specifiek gekeken naar de aangepaste versie van het cognitief gedragstherapeutische protocol Denken + Doen = Durven. Het is goed denkbaar dat Denken + Doen = Durven goed geprotocolleerd is waardoor iedere therapeut, onafhankelijk van zijn of haar leeftijd, klinische ervaring, opleidingsniveau en de mate van de
therapeutische alliantie, de behandeling kan uitvoeren.
Over de huidige studie zijn een aantal sterke punten te noemen. Allereerst is er gebruik gemaakt van twee instrumenten die de behandeleffectiviteit hebben gemeten, waarbij de uitkomsten van kind en de ouders zijn samengesteld. Hierdoor werd het mogelijk om te onderzoeken of er sprake was van een verandering in zowel angstsymptomen, primaire angststoornissen als comorbide angststoornissen. Ten tweede kennen beide instrumenten een
23 hoge betrouwbaarheid (Bodden et al., 2009; Roelofs et al., 2015). Een ander sterk punt is dat de therapeuten tijdens de behandeling de vrijheid kregen om flexibel met de inhoud van de behandeling om te gaan, naast het deels aanhouden van de structuur van het protocol. Meer flexibiliteit in de behandeling is significant gerelateerd aan een grotere betrokkenheid bij het kind, wat vervolgens kan leiden tot een betere behandeleffectiviteit, zo blijkt uit de studie van Chu en Kendall (2009) naar de invloed van deze flexibiliteit in CGT voor kinderen met angststoornissen.
Naast de sterke punten, moeten bij het beschouwen van deze studie ook een aantal beperkingen in acht worden genomen. Allereerst kan ter discussie worden gesteld hoe de therapeutische alliantie is gemeten in deze studie. Voor de beoordeling van de therapeutische alliantie zijn alleen de perspectieven van kind en therapeut meegenomen, terwijl eerder onderzoek heeft uitgewezen dat deze perspectieven niet altijd met elkaar overeenkomen (Willemse & Hafkenscheid, 2009). Dit was ook het geval in de huidige studie (kleine, niet-significante, positieve correlatie tussen de perspectieven van kind en therapeut over de therapeutische alliantie). Verklaringen voor deze discrepantie zijn dat sommige therapeuten moeite hebben om te beoordelen hoe hun cliënten de therapeutische alliantie ervaren en dat cliënten en therapeuten een verschillend referentiekader hebben (Horvath, 2000; Willemse & Hafkenscheid, 2009). Dat voor de beoordeling van de therapeutische alliantie geen gebruik is gemaakt van het perspectief van een onafhankelijke observator, iets wat wel gebruikelijk is in onderzoek naar alliantie, maakt deze beoordeling minder objectief (Andrusyna et al., 2001). De eerder beschreven studies naar de invloed van de therapeutische alliantie op de
behandeleffectiviteit van CGT bij kinderen met angststoornissen, hebben de therapeutische alliantie beoordeeld door zowel het perspectief van het kind als het perspectief van een objectieve observator mee te nemen (Liber et al., 2010; Cummings et al., 2015). In de studie van Cummings et al. (2015) werd wel een verband tussen een betere therapeutische alliantie en een gunstigere behandeleffectiviteit aangetoond. Liber et al. (2010) vonden geen associatie tussen de therapeutische alliantie en de behandeleffectiviteit, maar wezen wel uit dat een betere therapeutische alliantie leidt tot een grotere betrokkenheid bij het kind, wat weer een positieve voorspeller kan zijn voor de behandeleffectiviteit. In vervolgonderzoek is het daarom van belang om naast de perspectieven van het kind en de therapeut, ook het perspectief van een objectieve observator mee te nemen in de beoordeling van de therapeutische alliantie.
Een tweede beperking is dat in de huidige studie gebruik is gemaakt van een niet-representatieve en een te kleine onderzoeksgroep, ten opzichte van het aantal onafhankelijke
24 variabelen. Het is van belang dit gegeven mee te nemen in de interpretatie van de huidige uitkomsten, omdat bovengenoemde studies naar de invloed van therapeutfactoren en de therapeutische alliantie op de behandeleffectiviteit bij kinderen grotere steekproeven hebben gebruikt. Vanwege de kleine steekproef is ook het aantal onderzochte therapeutfactoren beperkt. Twee variabelen (sekse en opleiding tot klinisch psycholoog) konden niet worden onderzocht omdat de steekproefaantallen te klein waren. In vervolgonderzoek zou het
interessant zijn een groter aantal therapeutfactoren te onderzoeken, zoals sekse, etniciteit, het volgen van supervisie tijdens de behandeling en of de behandeleffectiviteit wordt beïnvloed wanneer de cliënt en therapeut van hetzelfde geslacht zijn. Ook kan er worden gedacht aan meer persoonlijke factoren zoals discipline en het vertrouwen van de therapeut in eigen competenties. Eerder onderzoek heeft aangetoond dat discipline en het vertrouwen in eigen competenties een positief effect heeft op de behandeluitkomst (Beutler et al., 2004; de Jong et
al., 2012), omdat zij eerder een verbetering kunnen bewerkstellingen. Deze
onderzoeksresultaten komen uit buitenlands onderzoek en zijn gebaseerd op onderzoek naar behandeleffectiviteit in het algemeen. Tot dusver is er nog geen onderzoek gedaan naar de invloed van deze persoonlijke therapeutfactoren op de behandeleffectiviteit van CGT bij kinderen met angststoornissen.
Zoals hierboven beschreven is een derde beperking dat er in de huidige studie gebruik is gemaakt van een niet representatieve steekproef. De onderzoeksgroep is niet representatief omdat bij de therapeuten en gezinnen sprake is van een ongelijke verdeling van persoonlijke kenmerken. Meer dan de helft van alle ouders had een hoog opleidingsniveau (moeders 52.9 %, vaders 58.0 %) en het grotendeel van de ouders is afkomstig uit Nederland (moeders 91.2 %, vaders 94.0 %). Van de therapeuten in de onderzoeksgroep, zijn vrouwen (91.8 %) en therapeuten die werkzaam zijn bij UvA Minds (27.1 %) oververtegenwoordigd. Ook hebben de gezinnen en therapeuten op vrijwillige basis deelgenomen aan wetenschappelijk
onderzoek. Dit alles leidt ertoe dat de steekproef niet representatief is, waardoor de resultaten niet vanzelfsprekend gegeneraliseerd kunnen worden naar kinderen van ouders met een laag of gemiddeld opleidingsniveau en/of die afkomstig zijn uit een land buiten Nederland. Een meer gevarieerde en grotere onderzoeksgroep is nodig om een groter aantal therapeutfactoren te kunnen onderzoeken en meer valide uitspraken te kunnen doen over de gehele populatie.
Concluderend is in de huidige studie geen bewijs gevonden voor de invloed van bepaalde therapeutfactoren, zoals leeftijd, klinische ervaring en het voltooien van een CGT en/of GZ opleiding, op de behandeleffectiviteit van CGT bij kinderen met angststoornissen. Ook is, in tegenstelling tot bevindingen uit eerder onderzoek, geen bewijs gevonden dat een
25 betere therapeutische alliantie kan worden geassocieerd met een gunstigere
behandeleffectiviteit. Het protocol Denken + Doen = Durven is waarschijnlijk een goed geprotocolleerde behandeling waardoor het voor iedere (hoog opgeleide) therapeut mogelijk is om de behandeling op vergelijkbare manier uit te voeren. Deze studie levert een
waardevolle bijdrage aan het onderzoek naar factoren die van invloed zijn op de individuele variabiliteit in de uitkomsten van behandeling, omdat er aanbevelingen zijn gedaan die
vervolgonderzoek naar deze verbanden kan verbeteren. In vervolgonderzoek is het van belang om voor de beoordeling van de therapeutische alliantie meerdere, en daarnaast ook meer objectieve, perspectieven te includeren. Ook is een meer gevarieerde en grotere
onderzoeksgroep is nodig, zodat een groter aantal therapeutfactoren kan worden onderzocht. Dit kan leiden tot meer valide en betrouwbare uitspraken. Omdat er een aanzienlijk
percentage kinderen is dat niet op behandeling reageert en onderzoek naar de invloed van deze factoren op de behandeleffectiviteit bij kinderen nog een relatief nieuw gebied is met wisselende resultaten, is meer kennis nodig om behandelingen te kunnen optimaliseren.
26 Literatuurlijst
Albano, A. M., & Kendall, P. C. (2002). Cognitive behavioral therapy for children and adolescents with anxiety disorders: Clinical research advances. International Review of Psychiatry, 14(2), 129-134. doi:10.1080/09540260220132644
Andrusyna, T. P., Tang, T. Z., DeRubeis, R. J. & Luborsky, L. (2001). The factor structure of the working alliance inventory in cognitive-behavioral therapy. The Journal of
Psychotherapy Practice and Research, 10, 173-178.
Beutler, L. E., Machado, P. P. P., & Neufeldt, S. A. (1994). Therapist variables. In A. E. Bergin & S. L. Garfield (Red.), Handbook of psychotherapy and behavior change (pp. 229-269). Oxford, England: John Wiley.
Beutler, L. E., Malik, M. Alimohamed, S., Harwood, T. M., Talebi, H. & Noble, S. (2004). Therapist variables. In M. J. Lambert (Red.), Bergin and Garfield’s Handbook of Psychotherapy and Behavior Change (pp. 89-108). New York: Wiley
Bodden, D. H., Dirksen, C. D., & Bögels, S. M. (2008). Societal burden of clinically anxious youth referred for treatment: A cost-of-illness study. Journal of Abnormal Child Psychology, 36(4), 487-497. doi:10.1007/s10802-007-9194-4
Bodden, D. H., Bögels, S. M., & Muris, P. (2009). The diagnostic utility of the screen for child anxiety related emotional disorders-71 (SCARED-71). Behavior Research and Therapy, 47(5), 418-425. doi:10.1016/j.brat.2009.01.015
Bögels, S. M. (2008). Behandeling van angststoornissen bij kinderen en adolescenten. Houten: Bohn Stafleu van Loghum.
Chu, B. C. & Kendall, P. C. (2004). Positive association of child involvement and treatment outcome within a manual-based cognitive-behavioral treatment for children with anxiety. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 72, 821-829.
doi:10.1037/0022-006X.72.5.821
Chu, B. C. & Kendall, P. C. (2009). Therapist responsiveness to child engagement: Flexibility within manual-based CBT for anxious youth. Journal of Clinical Psychology, 65, 736-754. doi:10.1002/jclp.20582
Connolly, S. D., Bernstein, G. A. (2008). Practice parameter for the assessment and treatment of children and adolescents with anxiety disorders. Journal of the American Academy of Child & Adolescent Psychiatry, 46, 267–283. doi:10.1097/01.chi.0000246070. 23695.06
27 anxiety disorders: Phenomenology, Prevalence, and Comorbidity. Child and
Adolescent Psychiatric Clinics of North America, 14, 631-648. doi:10.1016/j.chc.2005.06.003
Crits-Christoph P. & Mintz, J. (1991). Implications of therapist effects for the design and analysis of comparative studies of psychotherapies. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 59, 20-26. doi:10.1037/0022-006X.59.1.20
Cummings, C. M., Caporino, N. E., Settipani, C. A., Read, K. L., Compton, S. N., March, J., Sherrill, K., Piacenti, J., McCracken., J., Walkup, J., Ginsburg, G., Albano, A-M., Rynn, M., Birmaher, B., Sakolsky, D., Gosch, E., Keeton, C., & Kendall, P. C. (2015). The therapeutic relationship in cognitive-behavioral therapy and pharmacotherapy for anxious youth. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 81, 859-864.
doi:10.1037/a0033294
Emmelkamp, P. M. G. & Vedel, E. (2010). Psychologische behandelingen: effectiviteit en gemeenschappelijke factoren. Directieve therapie, 30, 113-126.
doi:10.1007%2FBF03096227
Hogendoorn, S., Prins, P., Boer, F., Vervoort, L., Wolters, L., Moorlag, H., Nauta, M., Garst, H., Hartman, C. & de Haan, E. (2014). Cognitieve gedragstherapie bij kinderen en jongeren met een angststoornis: Waarom werkt het? Tijdschrift voor
Psychotherapie, 40, 4, 287-305.
Horvath, A. O. (2000). The therapeutic relationship: From transference to alliance. Journal of Clinical Psychology, 56,163-173. doi:10.1002/(SICI)1097-4679
James, A. C., James, G., Cowdrey, F. A., Soler, A., & Choke, A. (2013). Cognitive behavioral therapy for anxiety disorders in children and adolescents (review). The Cochrane Library, 6, 1-87. doi:10.1002/14651858.cd004690.pub3
James, A. C., Soler, A. & Weatherall, R. (2005). Cognitive behavioral therapy for anxiety disorders in children and adolescents (review). The Cochrane Library, 4, 1-28. doi:10.1002/14651858.CD004690.pub2
Jong, K. de, Sluis, P. van, Nugter, M. A., Heiser, W. J. & Spinhoven, P. (2012).
Understanding the differential impact of outcome monitoring: Therapist variables that moderate feedback effect in a randomized clinical trial. Psychotherapy Research, 22, 464-474. doi:10.1080/10503307.2012.673023
Jongerden, L., Oort, F. J., & Bogels, S. M. (2014). Therapists, therapy factors and outcomes of CBT for childhood anxiety: Practice makes perfect. Manuscript submitted for publication
28 Kendall, P. C., Compton, S. N., Walkup, J. T., Birmaher, B., Albano, A. M., Sherrill, J.,
Ginsburg, G., Rynn, M., McCracken, J., Gosch, E., Keeton, C., Bergman, L., Sakolsky, D., Suveg, C., Ivengar, S., March, J., & Piacentini, J. (2010). Clinical characteristics of anxiety disordered youth. Journal of Anxiety Disorders, 24, 360-365. doi:10.1016/j.janxdis.2010.01.009
Keijsers, G. P. J., Minnen, A. van, & Hoogduin, C. A. L. (2004). Protocollaire behandelingen in de ambulante geestelijke gezondheidszorg. Houten: Bohn Stafleu Van Loghum Kendall, P. C., Safford, S., Flannery-Schroeder, E., & Webb, A. (2004). Outcomes in
adolescence and impact on substance use and depression. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 72, 276-287. doi:10.1037/0022-006X.72.2.276
Kendall, P. C., Settipani, C. A., & Cummings, C. M. (2012). No need to worry: The promising future of child anxiety research. Journal of Clinical Child & Adolescent Psychology, 41(1), 103-115. doi:10.1080/15374416.2012.632352
Liber, J. M, McLeod, B. D., van Widenfelt, B. M, Goedhart, A. W., van der Leeden., A. J. M., Utens, E. M. W. J., & Treffers, P. D. A. (2010). Examining the relation between the therapeutic alliance, treatment adherence, and outcome of cognitive behavioral therapy for children with anxiety disorders. Behavior Therapy, 4, 172-186.
doi:10.1016/j.beth.2009.02.003
Liem, T. B. Y. (2009). Cognitieve gedragstherapie, sertraline of een combinatie van beide als behandeling van angststoornissen bij kinderen. Medisch-Farmaceutische
Mededelingen, 47, 6, 98-98.
McLeod, B. D., & Weisz, J. R. (2005). The therapy process observational coding system for child pychotherapy – Alliance scale: Measure characteristics and prediction of
outcome in usual clinical practice. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 73, 323–333. doi:10.1037/0022-006X.73.2.3
Muris, P. E. H. M. (2010). Angststoornissen bij kinderen. Diagnostiek en behandeling voor de professional. Amsterdam: Hogrefe
Norton, P. J., & Kazantzis, N. (2016). Dynamic relationships of therapist alliance and group cohesion in transdiagnostic group CBT for anxiety disorders. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 84(2), 146. doi:10.1037/ccp0000062
Podell, J. L. Kendall, P. C., Gosch, E. A., Compton, S. N., March, J. S., Albano, A.-M, Rynn., J. T., Birmaher, B., Walkup, J. T., Ginsburg, G. S., Keeton, C. P. & Piacentini, J. C. (2013). Therapist factors and outcomes in CBT for anxiety in youth. Professional Psychology: Research and Practice, 44, 89-98. doi:10.1037/a0031700
29 Rapee, R. M., Schniering, C. A., & Hudson, J. L. (2009). Anxiety disorders during childhood
and adolescence: Origins and treatment. Annual Review of Clinical Psychology, 5, 311-341. doi:10.1146/annurev.clinpsy.032408.153628
Rigter, J. (2013). Handboek ontwikkelingspsychopathologie bij kinderen en jeugdigen. Bussum: Uitgeverij Coutinho
Roelofs, J., Muris, P., Braet, C., Arntz, A., & Beelen, I. (2015) The Structured Clinical Interview for DSM-IV childhood diagnoses (Kid-SCID): First psychometric
evaluation in a Dutch sample of clinically referred youths. Child Psychiatry Human Development, 46, 367–375. doi:10.1007/s10578-014-0477-z
Rooijen, K. van (2017). 10.1080/09540260220132644? Utrecht: Nederlands Jeugdinstituut. (Te downloaden van www.nji.nl)
Shirk, S.R., & Karver, M. (2003). Prediction of treatment outcome from relationship variables in child and adolescent therapy: A meta-analytic review. Journal of Consulting & Clinical Psychology, 71, 452-464. doi:10.1037/0022-006X.71.3.452 Silverman, W. K. & Albano, A. M., (1996). Anxiety disorders interview schedule for DSM
IV (ADIS-C/P): Child and parent version. Oxford: University Press
Soerdiman, J. R. & Nicolaas, E. S. (2009). Angststoornissen. In: Boekblok Verpleegkundig Vademecum. Houten: Bohn Stafleu van Loghum
Steensel, F. J. A. van & Bögels, S. M. (2015). CBT for anxiety disorders in children with and without autism spectrum disorders. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 83, 512–523. doi:10.1037/a0039108
Stein, M. B., Fuetsch, M., Muller, N., Höfler, M., Lieb, R., & Wittenen, H. (2001). Social anxiety disorders and the risk of depression: A protospective community study of adolescent and young adults. Archieves of Ceneral Psychiatry, 58, 251-256. doi:10.1001/archpsyc.58.3.251
Stinckens, N., Ulburghs, A., & Claes, L. (2009). De werkalliantie als sleutelelement in het therapiegebeuren. Meting met behulp van de WAV-12, de Nederlandse vertaling van de Working Alliance Inventory. Tijdschrift Klinische Psychologie, 39, 44-60.
Telman, L., Van Steensel, B., Maric, M., & Bögels, S. (2015). Denken, doen, durven: Werkzame factoren in angstbehandeling. Kind & Adolescent Praktijk, 14, 39-41. doi:10.1007/s12454-015-0034-3
Vandereycken, W., Hoogduin, C., & Emmelkamp, P. (2008). Handboek psychopathologie deel 1 basisbegrippen. Houten: Bohn Stafleu Van Loghum
30 voor experimenteel gebruik van de WAI (Horvath & Greenberg, 1986). Leuven:
Departement Psychologie
Willemse, Y. & Hafkenscheid, A. (2009). Stagnaties in de therapeutische alliantie signaleren en repareren. Tijdschrift voor Psychotherapie, 35, 342-357. doi:10.1007/BF03080514 Wolfgang, L., Leon, S. C., Martinovich, Z., Lyons, J. S., & Stiles, W. B. (2007). Therapist
effects in outpatient psychotherapy: A three-level growth curve approach. Journal of Counseling Psychology, 54, 32-39. doi:10.1037/0022-0167.54.1.32
Yperen, T.A. van (2003). Resultaten in de jeugdzorg: Begrippen, maatstaven en methoden. Utrecht: NIZW. (Te downloaden van www.nji.nl)
