De relatie tussen alliantie en zorgeffectiviteit
Een meta-analyse
Masterscriptie Forensische Orthopedagogiek Graduate School of Child Development and Education Universiteit van Amsterdam
N.L. Uffen 11055855 Begeleiding: Trudy van der Stouwe, MSc Amsterdam, juli 2016
2
Inhoudsopgave
Abstract ... 3
Inleiding ... 4
Methode ... 8
Selectie van studies ... 8
Inclusie/exclusie criteria ... 8
Publicatiebias ... 10
Coderen van de studies ... 11
Data-analyse ... 12
Resultaten ... 13
Algemene effectwaarden ... 13
Heterogeniteit ... 14
Moderatoranalyses ... 15
Kenmerken van de steekproef ... 15
Kenmerken van het onderzoeksontwerp ... 15
Alliantiekenmerken ... 15
Uitkomstkenmerken ... 16
Multivariate analyse ... 18
Discussie ... 19
Sterke punten en implicaties ... 22
Limitaties ... 23
Conclusie ... 24
Literatuurlijst ... 25
3 Abstract
A multilevel meta-analysis was conducted to examine the relation between therapeutic alliance and outcomes of family therapy, and to examine possible moderating factors. In this meta-analysis a total of 24 studies, including 331 effect sizes were included, reporting about N = 2460 adolescents and their families. A small but significant overall effect was found for alliance on therapy outcomes. The informant of alliance and outcomes had a moderating effect on therapy outcomes, with a stronger relation for self-reported alliance and outcomes. When the alliance instrument was specifically designed for use in family therapy, a stronger relation was found as well, and the kind of dyad of alliance that was measured had a
moderating effect on therapy outcomes. When the alliance dyad of child/adolescent with the therapist was measured, the relation was stronger than when the dyad of parent or the whole family with the therapist was measured. Future research should use alliance instruments specifically designed for use in family therapy and self-report measures for alliance and outcomes.
Keywords: therapeutic alliance, therapy outcomes, multilevel, meta-analysis, adolescents,
4 Inleiding
Bij het meten van het effect van een behandeling van kinderen en jongeren speelt niet alleen de behandeling zelf mee. Er zijn meer dan genoeg andere werkzame kenmerken van een behandeling te noemen, die niet allemaal met de behandeling zelf te maken hebben.
Voorbeelden hiervan zijn de setting waarin de behandeling plaatsvindt, of de ouders wel of niet betrokken worden bij de behandeling, en de relatie tussen de cliënt en zijn of haar therapeut (Bosschen, Drummond, Pillay, & Morton, 2010; Pereira et al., 2016; Zilcha-Mano et al., 2015). Deze relatie wordt ook wel de therapeutische alliantie genoemd en staat bekend als de meest robuuste predictor voor de uitkomst van een behandeling of interventie (Bender, 2005).
In 2011 hebben Friedlander, Escudero, Heatherington en Diamond een meta-analyse naar alliantie en uitkomsten gedaan. Hieruit kwam dat de alliantie tussen adolescenten en hun therapeut alleen een positief effect op de uitkomsten heeft als er sprake is van een gemiddelde tot sterke alliantie tussen de ouder(s) en de therapeut (Friedlander et al., 2011). Aangezien deze meta-analyse een aantal beperkingen had en er de laatste jaren meer onderzoek is gedaan naar alliantieprocessen, is de huidige meta-analyse uitgevoerd. Het verschil tussen de huidige en de bestaande meta-analyse is dat de huidige gebruik maakt van een multi-levelanalyse, waardoor er beter onderscheid gemaakt kan worden tussen behandelvormen,
alliantieprocessen en uitkomsten.
Therapeutische alliantie kan worden gezien als één van de centrale variabelen in psychotherapie en het effect van de behandeling staat of valt met deze relatie (Hentschel, 2007; Weck, Grikscheit, Jakob, Höfling, & Stangier, 2014). Het is echter lastig alliantie als één construct weer te geven aangezien er veel verschillende instrumenten en schalen worden gebruikt om de alliantie te meten (Tichenor & Hill, 1989). Toch heerst er wel een algemene consensus met betrekking tot het concept alliantie. Aangenomen wordt dat alliantie niet alleen
5 het aspect van de persoonlijke relatie bevat, maar ook dat van de samenwerking tussen cliënt en therapeut in de professionele setting (Hougaard, 1994). Alliantie kan onderverdeeld worden in drie hoofdonderdelen, namelijk de relatie tussen de cliënt en de therapeut, de overeenkomst over de doelen en het samenwerken tijdens taken (Roest, Van der Helm, Strijbosch, Van Brandenburg, & Stams, 2014). Dit construct blijkt bij volwassenen
gemakkelijker te meten dan bij kinderen, aangezien er voor jeugdigen geen consensus bestaat over een algemene definitie van therapeutische alliantie (Roest et al., 2014).
Een goede therapeutische relatie is niet vanzelfsprekend bij veel cliënten. Ondanks het feit dat het soms lastig is een positieve alliantie op te bouwen, is dit van groot belang
aangezien een negatieve alliantie de symptomen van bijvoorbeeld trauma kan verergeren (Cronin, Brand, & Mattanah, 2014). Patiënten die aan het begin van een behandeling een negatievere alliantie rapporteren, laten ook minder positieve uitkomsten zien aan het eind van hun behandeling (Bachelor, 2011). Opvallend is dat patiënten die drugs gebruiken over het algemeen een positievere alliantie rapporteren dan patiënten met mentale stoornissen zoals een depressie (Rogers, Lubman, & Allen, 2008). Intern verpleegde patiënten rapporteren bovendien een negatievere alliantie dan poliklinische patiënten (Munder, Wilmers, Leonhart, Linster & Barth, 2009). Dit heeft mogelijk te maken met het feit dat deze psychiatrische patiënten negatiever in het leven staan dan drugsgebruikende patiënten en alle aspecten van de behandeling negatief beoordelen (Barrowclough, Meier, Beardmore, & Emsley, 2010). Bij kinderen is een hoger IQ een voorbode voor een betere alliantie met de therapeut, vergeleken met kinderen met een lager IQ (Hintikka, Laukkanen, Marttunen, & Lehtonen, 2006). Het IQ heeft echter geen invloed op het verdere verloop van de behandeling (Kazdin & Durbin, 2012).
Niet alleen het wel of niet hebben van een bepaalde mentale stoornis heeft invloed op de therapeutische alliantie, ook de vorm en setting van de alliantie spelen mee. Bij het vormen
6 van een therapeutische relatie is het van belang dat er veiligheid wordt gegarandeerd en dat er een gezamenlijke mening wordt gevormd over de doelen en waarde van de behandeling (Friedlander et al., 2011).
In de huidige meta-analyse staat familietherapie centraal omdat in deze vorm van therapie vaak een relatie te vinden is tussen alliantie en uitkomsten. Dit in tegenstelling tot individuele therapie (Hogue, Dauber, Stambaugh, Cecero, & Liddle, 2006). De aard van de alliantie bij familietherapie verschilt van die bij individuele therapie in dat de therapeut meerdere allianties moet onderhouden. Ook het systeem om de therapeutische relaties heen met betrekking tot interacties tussen alle actoren is niet aanwezig bij individuele therapie, maar wel bij familie- en relatietherapie (Rait, 2000).
Als de ouders niet alleen betrokken zijn bij de therapie ten voordele van hun kind, maar ook zelf een rol spelen in de behandeling, is er sprake van familietherapie. Vaak gaat het dan om communicatiekwesties waarbij het hele gezin samen met een therapeut naar een oplossing zoekt (Law, Fisher, Fales, Noel, & Eccleston, 2014). Uit verschillende onderzoeken blijkt dat familietherapie bij een scala aan problemen in het gezin een uitkomst kan bieden, van externaliserende gedragsproblemen tot langdurige ziektes en anorexia nervosa (Law et al., 2014; Smith & Cook-Cottone, 2011; Von Sydow, Retzlaff, Beher, Haun, & Schweitzer, 2013). Bij ziektes als anorexia nervosa is het van groot belang dat het hele systeem van de patiënt betrokken wordt in de behandeling, zodat de kans op terugval zo klein mogelijk wordt. Familietherapie werkt dan ook significant beter bij de behandeling van eetstoornissen dan individuele therapie (Norton, Koenigs, Friderici, & Miller, 2011).
Niet alleen bij eetstoornissen is familietherapie van belang, ook bij andere stoornissen of problemen binnen het gezin kan familietherapie een uitkomst bieden en is de betrokkenheid van de ouders belangrijk. Als de ouders niet betrokken worden in de behandeling van hun kind, kan dit essentiële behandelingsprocessen in de weg staan en kunnen effecten lager
7 uitvallen dan beoogd (Israel, Thomsen, Langeveld, & Stormark, 2006; Shpigel & Diamond, 2013). De betrokkenheid van ouders kan echter ook het therapeutische proces tegenwerken. Dit is het geval wanneer er verdeelde allianties ontstaan, waarbij er binnen de familie verschillen in de emotionele band met de therapeut zijn (Muniz de la Pena, Friedlander, & Escudero, 2009). Families waarin verdeelde allianties bestaan, stoppen gemiddeld eerder met de behandeling dan families die op één lijn zitten (Escudero, Boogmans, Loots, &
Friedlander, 2011).
Het huidige onderzoek betreft een meta-analyse naar de relatie tussen alliantie en zorgeffectiviteit bij systeemgerichte vormen van hulpverlening. Dit is nodig aangezien de bestaande meta-analyse naar alliantie zeer beperkt is in een aantal aspecten. Er werd
bijvoorbeeld geen onderscheid gemaakt tussen verschillende respondenten bij het rapporteren van de alliantie en er is maar een klein aantal studies gebruikt. Verder zijn relatietherapie en familietherapie samengenomen in de bestaande meta-analyse, terwijl deze vormen van systeemtherapie niet op alle vlakken op elkaar aansluiten. Ook waren de meeste gebruikte studies gericht op families met drugsgerelateerde en/of externaliserende problematiek en deze resultaten kunnen niet gegeneraliseerd worden naar families met jonge kinderen of kinderen met internaliserende gedragsproblemen.
Naast de beperkingen van de bestaande meta-analyse, is er de laatste jaren ook meer aandacht gekomen voor alliantieprocessen, waardoor nu meer onderzoeken beschikbaar zijn. De huidige meta-analyse is op een multi-levelniveau uitgevoerd omdat op deze manier meer informatie uit dezelfde studie is mee te nemen dan met de traditionele meta-analyse. Hierdoor kunnen meer moderatoren onderzocht worden en is er meer power voor de analyses. Dit komt doordat er gecontroleerd wordt voor verschillende variabelen zoals verschillende
8 vormen van behandelingen en problemen, aangezien de alliantieprocessen daar verschillend in kunnen werken.
Het doel van de huidige meta-analyse is de mogelijke relatie tussen alliantie en zorgeffectiviteit bij systeemgerichte vormen van hulpverlening te onderzoeken. Met behulp van een multi-level meta-analyse worden de volgende onderzoeksvragen beantwoord: 1) In hoeverre wordt de zorgeffectiviteit van systeemgerichte vormen van hulpverlening
gemodereerd door de alliantie? 2) Welke kenmerken van het onderzoek, de behandeling en de steekproef hebben een modererend effect op de uitkomsten?
Methode Selectie van studies
Artikelen tot en met april 2016 die zich richten op de relatie tussen therapeutische alliantie en zorgeffectiviteit bij kinderen en adolescenten zijn meegenomen in de
meta-analyse. Er zijn verschillende elektronische databases geraadpleegd om de effectonderzoeken te verzamelen, namelijk Ebsco Host, Google Scholar, Narcis, Ovid, Picarta, ProQuest,
Science Direct, Web of Knowledge en Wiley. De gebruikte zoekterm bevatte vier elementen: een alliantie-element, een systeemelement, een interventie-element en een uitkomstelement. Het alliantie-element bevatte de sleutelwoorden “alliance”, “therap* relation” en “therap* bond”. Het systeemelement bevatte de sleutelwoorden “family”, “system” en “parent”. Het interventie-element bevatte de sleutelwoorden “treatment”, “therapy”, “intervention” en “training” en het uitkomstelement bevatte de sleutelwoorden “outcome” en “effect”. Inclusie/exclusie criteria
Om te worden geselecteerd voor de huidige meta-analyse moesten de artikelen aan een aantal criteria voldoen. Als eerste moesten de artikelen familietherapie behandelen voor cliënten jonger dan 21 jaar, waarbij tenminste één minderjarig familielid samen met een ouder
9 of verzorger werd behandeld. Onderzoek gericht op individuele- of relatietherapie werd niet geselecteerd voor de meta-analyse. In de tweede plaats moest er bij het onderzoek sprake zijn van een of meerdere metingen van alliantie, een therapeutische relatie of een vergelijkbaar construct over de professionele relatie tussen therapeut en cliënt. Verder moest er tenminste één uitkomst van de behandeling, het effect op het gezinsfunctioneren of op de
gedragsproblemen van het kind zijn gemeten. Artikelen die alleen de uitval of het afmaken van de behandeling hebben gemeten, werden niet geïncludeerd. Tot slot moesten de artikelen een correlatie beschrijven tussen de gemeten alliantie en de effecten van de behandeling of genoeg informatie geven zodat de correlatie berekend kon worden.
Er werden 3788 mogelijk bruikbare artikelen gevonden in de verschillende databases met behulp van de eerder genoemde zoektermen. 3655 artikelen zijn op basis van de titel en abstract niet geïncludeerd. Hiervan werden 856 artikelen geëxcludeerd omdat er geen sprake was van familietherapie en 1538 artikelen werden geëxcludeerd omdat de alliantie alleen gemeten was bij de kinderen of adolescenten en niet bij de ouders. De overige 1261 artikelen werden niet meegenomen omdat er geen sprake was van familietherapie voor cliënten onder de 21 jaar.
Er zijn in totaal 133 geschikte artikelen gevonden welke werden geïncludeerd op basis van de volledige tekst. Van deze artikelen werden 81 artikelen geëxcludeerd op basis van gebrek aan informatie om een effectwaarde te berekenen. De resterende 52 artikelen beschreven tenminste één vorm van alliantie in combinatie met uitkomsten van de
behandeling. In deze onderzoeken werd alliantie gemeten aan de hand van observatie van de therapeut en/of zelfrapportage door het kind en de ouders of verzorgers. 28 van de 52
artikelen zijn alsnog verwijderd uit de analyses, wegens gebrek aan informatie over de leeftijd van de cliënten en de toewijzing aan behandelgroepen. De 24 overgebleven artikelen
10 Figuur 1. Flowchart van de selectie van geïncludeerde studies.
Publicatiebias
Een veelvoorkomend probleem bij het zoeken van artikelen is dat wetenschappelijke tijdschriften vaker onderzoeken publiceren die significante of positieve resultaten beschrijven dan onderzoeken die niet-significante of negatieve resultaten beschrijven. Dit wordt ook wel de file-drawer bias genoemd (Rosenthal, 1995). De studies die voor de huidige meta-analyse zijn gebruikt zouden daarom mogelijk geen representatief beeld kunnen geven van alle uitgevoerde studies. Publicatiebias zoals file-drawer bias vergroot de kans dat gevonden verbanden sterker en/of positiever uitvallen dan in werkelijkheid het geval is (Ferguson & Brannick, 2012; Rosenberg, 2005).
k = 3788 artikelen gevonden met behulp van zoektermen
Exclusiecriteria
• k = 856 artikelen: geen familietherapie • k = 1538 artikelen: geen
effectonderzoek
• k = 1261 artikelen: leeftijd onjuist
k = 133 artikelen geselecteerd
Exclusiecriteria
• k = 81 artikelen: gebrek aan informatie
k = 52 artikelen
Exclusiecriteria • k = 26 artikelen: toewijzing aan
groepen onbekend
k = 24 artikelen meegenomen in analyses
11 Het probleem van publicatiebias wordt getracht op te lossen door in de huidige meta-analyse ook ongepubliceerde artikelen te includeren. Daarnaast wordt de invloed van file-drawer bias onderzocht door met behulp van een funnel-plot de distributie van de
effectwaarden per studie te analyseren. Een asymmetrische grafiek geeft aan dat er sprake is van file-drawer bias en een vorm van de effectwaarden als een trechter laat zien dat hiervan geen sprake is. Daarnaast wordt ook het aantal missende artikelen geschat aan de hand van de
trim and fill procedure (Duval & Tweedie, 2000).
Coderen van de studies
Een gedetailleerde codingsheet is gebruikt om alle kenmerken van de onderzoeken met betrekking tot design, therapie, alliantie, doelgroep en uitkomsten te coderen. Door deze codering kunnen mogelijke correlaties tussen alliantie en uitkomsten van de behandeling nader bekeken worden. Voor alle geselecteerde onderzoeken zijn dezelfde kenmerken gecodeerd. Indien gegevens niet beschikbaar waren, zijn deze als “missing” gecodeerd.
Ten eerste zijn de kenmerken van het artikel gecodeerd, namelijk jaar van publicatie, auteur(s), type publicatie, of het onderzoek werd gepubliceerd in een wetenschappelijk tijdschrift, de naam van het tijdschrift, de impactfactor van het tijdschrift en de locatie waar het onderzoek werd uitgevoerd (binnen de Verenigde Staten, binnen Europa of overig). Ook werd gebruik gemaakt van een puntensysteem met betrekking tot de kwaliteit van de studie. Dit was een zelfgemaakte lijst op basis van de study qualitylijst van Downs en Black (1998) en de study qualitylijst die ook gebruikt is in Van der Stouwe, Asscher, Hoeve, Van der Laan, & Stams (2016).
Vervolgens zijn de kenmerken van het onderzoeksontwerp gecodeerd, de
exclusiecriteria en of uitvallers zijn meegenomen in de analyses. Ook zijn kenmerken van de behandeling gecodeerd, zoals type behandeling en de problematiek waar de behandeling op gericht is. Ook werden hier de meetinstrumenten van de alliantie en de uitkomsten gecodeerd
12 en welke dimensie van alliantie werd gemeten. Naast de meetinstrumenten werd ook benoemd wie de informant was voor de alliantie en de uitkomsten. Dit kon zelfrapportage zijn, maar ook rapportage van een ouder, therapeut of observatie.
Ten vierde zijn de kenmerken van de participanten gecodeerd, zoals het type onderzoekspopulatie, de proportie mannelijke participanten, de gemiddelde leeftijd van de participanten en de etnische en sociaaleconomische achtergrond van de participanten. Hier werden ook kenmerken van de therapeuten gecodeerd, zoals het percentage mannelijke therapeuten en de etnische achtergrond.
Tot slot zijn de kenmerken van de effectwaarden gecodeerd, zoals de grootte van de groepen voor de betreffende effectwaarde, het construct dat gemeten is en het type informant. Data-analyse
Om alle effecten van de therapeutische alliantie op zorgeffectiviteit te meten, en om nader te bekijken welke factoren deze relatie modereren, is een multi-level meta-analyse uitgevoerd. De effectiviteit van de alliantie is gemeten door (indien mogelijk) de relatie tijdens de voormeting af te trekken van de relatie tijdens de nameting. Een positieve uitkomst geeft aan dat een betere relatie tussen de cliënt en de therapeut gezorgd heeft voor een positief effect van de behandeling. Een negatieve uitkomst geeft aan dat een betere relatie tussen de cliënt en de therapeut gezorgd heeft voor een negatief effect van de behandeling. De
uitkomsten zijn gerapporteerd als correlatiecoëfficiënt (r). Een r tot .10 geeft een zwakke correlatie aan. Een r tot .25 staat gelijk aan een middelmatige correlatie en bij een r van .40 en hoger is er sprake van een sterke correlatie (Brace, Snelgar, & Kemp, 2012). Om tot de
effectwaarden te komen zijn alle statistieken uit de gebruikte studies omgerekend tot een r. Als er voor niet-significante resultaten geen statistische gegevens werden beschreven waar een effectwaarde mee berekend kon worden, werd een effectwaarde van nul gerapporteerd (Lipsey & Wilson, 2001). Voor de uitvoering van de multi-levelanalyse is gebruik gemaakt
13 van R, een softwarepakket voor statistiek en data-analysedoeleinden. Aangezien er meerdere effectwaarden per onderzoek zijn gecodeerd, is er een drie-level-structuur toegepast op het meta-analytische model. Op het eerste level wordt gekeken naar de variantie van de
geobserveerde effectwaarden rond de effectwaarden van de hele dataset, dit wordt ook wel de
sampling variance genoemd (Stapleton, 2002). Op niveau twee worden de effectwaarden
binnen eenzelfde studie met elkaar vergeleken en op niveau drie worden de effectwaarden tussen studies bekeken.
Resultaten
De huidige meta-analyse bestond uit k = 24 studies en ES = 331 effectwaarden waarin over N = 2460 adolescenten en hun families werd gerapporteerd. Een overzicht van de geïncludeerde artikelen is te vinden in Bijlage 1.
Algemene effectwaarden
Tabel 1 geeft de uitkomsten van de meta-analyse weer. Er is een klein significant algemeen effect gevonden van alliantie op zorgeffectiviteit (r = .160, 95% BI = .096 - .223, p < .001). Aangezien het effect positief is, betekent dit dat er bij een betere alliantie significant betere uitkomsten van de behandeling waren. Met behulp van een funnel-plot werd bepaald of er in de huidige meta-analyse sprake was van publicatiebias zoals file-drawer bias. Er werd gebruik gemaakt van de trim and fill procedure (Duval & Tweedie, 2000). De funnel-plot is te vinden in Figuur 2. Hieruit bleek dat er sprake is van file-drawer bias. De data aan de
linkerkant van de grafiek kan worden aangevuld met twee studies die significante of niet-verwachte resultaten rapporteren. Aan de rechterkant bleek de huidige data wel te kloppen. Er kan gesteld worden dat de huidige resultaten een overschatting kunnen zijn van het werkelijke effect aangezien studies met kleine steekproeven en negatieve effecten mogelijk minder vaak worden gerapporteerd dan studies met grote steekproeven en positieve effecten (Duval & Tweedie, 2000).
14 Figuur 2. Funnel-plot.
Heterogeniteit
Er zijn twee chi-kwadraattoetsen uitgevoerd om te bepalen of de variantie op niveau twee en drie significant verschilt van nul. Er werd getoetst op heterogeniteit door modellen met en zonder geschatte varianties met elkaar te vergelijken. Uit de analyses bleek dat er sprake was van een significante variantie binnen studies (niveau twee: σ² = .012, χ² (1) = 60.9403, p < .0001) en tussen studies (niveau drie: σ² = .021, χ² (1) = 83.0746, p < .0001). Uit verdere analyses blijkt dat ongeveer 30% van de totale variantie toegeschreven kan worden aan verschillen van de geobserveerde effectwaarden rond de effectwaarden van de gehele populatie (niveau één). 26% van de totale variantie wordt verklaard door verschillen tussen effectwaarden binnen dezelfde studie (niveau twee) en 44% aan verschillen in effectwaarden
15 tussen studies (niveau drie). Aangezien de variantie op zowel niveau twee als niveau drie significant was, zijn er moderatoranalyses uitgevoerd.
Moderatoranalyses
Tabel 1 geeft alleen de significante resultaten van de univariate moderatoranalyses weer. Kenmerken van de steekproef. Als eerste werd onderzocht of de verschillende soorten problemen en stoornissen een modererend effect zouden hebben op de
zorgeffectiviteit. Dit bleek niet het geval (F (5, 239) = 1.778, p = .118). De
probleemcategorieën waren drugsmisbruik, eetstoornissen, internaliserende problematiek, externaliserende problematiek, ouderlijke problemen en overig. Ook de leeftijdscategorie waartoe de respondenten behoorden bleek geen significant modererend effect te hebben (F (1, 329) = .996, p = .319).
Kenmerken van het onderzoeksontwerp. De variabele die weergaf of het instrument om de alliantie te meten specifiek voor familietherapie was ontwikkeld bleek een significant effect te hebben op de uitkomsten van de behandeling (F (1, 320) = 6.785, p = .01). De effectwaarden waren r = .135 voor niet specifiek voor familietherapie en r = .261 voor wel specifiek voor familietherapie. Dit laat zien dat de relatie tussen alliantie en
behandeluitkomsten sterker is wanneer meetinstrumenten gebruikt werden die specifiek ontwikkeld waren voor familietherapie, vergeleken met metingen met instrumenten niet geschikt voor familietherapie. Het type alliantie dat werd gemeten bleek niet significant te modereren (F (4, 326) = .510, p = .728).
Alliantiekenmerken. Het type informant dat de alliantie rapporteerde had een significant modererend effect (F (3, 327) = 5.201, p = .002). De effectwaarden bij deze moderator waren r = .257 voor zelfrapportage, r = .189 voor ouder(s), r = .142 voor therapeut en r = .107 voor observatie. De relatie tussen alliantie en behandeluitkomsten was het sterkst wanneer alliantie gemeten werd met zelfrapportage, en minder sterk wanneer respectievelijk
16 ouders, de therapeut, of een observatie rapporteerden over de alliantie. Ook de dyade die werd onderzocht bleek een modererend effect te hebben (F (3, 327) = 5.136, p = .002). De
effectwaarden die hierbij hoorden waren r = .202 voor de dyade kind – therapeut, r = .148 voor ouder – therapeut, r = .044 voor de hele familie met de therapeut en r = .188 voor verdeelde alliantie. Deze effectwaarden laten zien dat de alliantie gemeten tussen kind en therapeut een groter effect had op de uitkomsten van de behandeling dan de andere soorten allianties, terwijl er geen relatie tussen alliantie en uitkomsten was wanneer de alliantie van de hele familie met de therapeut gemeten werd. Of de alliantie vroeg in het behandelproces, halverwege of aan het eind werd gemeten bleek geen invloed te hebben op de
behandeluitkomsten (F (3, 327) = .094, p = .964).
Uitkomstkenmerken. Het type informant dat de uitkomst van de behandeling
rapporteerde bleek significant te modereren (F (4, 326) = 2.639, p = .034). De effectwaarden per informant waren r = .204 voor zelfrapportage, r = .140 voor ouder(s), r = .071 voor therapeut, r = .170 voor observatie en r = .160 voor een andersoortige informant. Dit betekent dat uitkomsten gerapporteerd door de respondenten zelf (zelfrapportage) meer invloed van alliantie laten zien op de zorgeffectiviteit dan uitkomsten gerapporteerd door andere informanten. Voor uitkomsten gerapporteerd door therapeut of observatie, was er geen significante relatie tussen alliantie en uitkomsten.
17 Tabel 1. Het algemene effect van alliantie op zorguitkomsten en de significante moderatoren.
# stu dies # ES β0 (mean r) t0 β1 t1 F (df1, df2) Algemeen effect alliantie 24 331 .160 4.919*** Moderator variabelen
Kenmerken van het onderzoeksontwerp
Alliantie-instrument 22 322 F (1, 320) = 6.785** Niet voor familietherapie (RC) 18 279 .135 4.142*** Wel voor familietherapie 4 43 .261 5.075* .240 2.605** Alliantiekenmerken Informant alliantie 24 331 F (3, 327) = 5.201** Zelfrapportage (RC) 11 86 .257 6.01*** Ouder 8 52 .189 3.950*** -.068 -1.993* Therapeut 4 36 .142 2.728** -.114 -2.795** Observatie 13 157 .107 2.577** -.150 -3.013** Dyade alliantie 24 331 Kind – therapeut (RC) 20 167 .202 5.211*** F (3, 327) = 5.136** Ouder–therapeut 16 98 .148 3.648*** -.054 -2.08* Familie–therapeut 6 51 .044 .876 -.159 -3.757*** Verdeeld 4 15 .188 2.433** -.014 -.194 Uitkomstkenmerken Informant uitkomst 24 331 F (4, 326) = 2.639** Zelfrapportage (RC) 14 136 .204 5.125***
18 Ouder 9 72 .140 3.264*** -.064 -1.867
Therapeut 5 56 .071 1.45 -.133 -3.129** Observatie 3 41 .17 1.716 -.035 -.324
Anders 3 26 .16 2.14* -.044 -.602
Note. #studies = aantal studies; #ES = aantal effectwaarden; t0 = verschil van gemiddelde r met 0; t1 = verschil van gemiddelde r met de referentie categorie; mean r = gemiddelde effect waarde (r); F(df1, df2) = omnibus toets; (RC) = referentie categorie. * p < .05, ** p < .01, ***
p < .001
Multivariate analyse
Een multivariate analyse is uitgevoerd met alle significante moderatoren om de unieke bijdrage hiervan te berekenen. De resultaten hiervan zijn te vinden in Tabel 2. Uit de toets bleken slechts twee variabelen significant af te wijken van nul. Dit was de informant van de alliantie, en dan alleen voor de ouderrapportage vergeleken met zelf-rapportage en of het meetinstrument voor alliantie voor familietherapie was ontwikkeld. Hieruit kan
geconcludeerd worden dat de variantie in effectwaarden deels verklaard kan worden door het type informant dat werd gebruikt en of er sprake was van een meetinstrument voor
familietherapie. De dyade die werd gemeten, de informanten voor de behandeluitkomsten en de andere informanten van de alliantie bleken geen significant modererend effect te hebben, en hebben dus geen unieke bijdrage.
19 Tabel 2. Resultaten van de multivariate analyse met de moderatoren.
Moderator variabelen β₀ (SE) t₀ F (df1, df2)
Multivariate analyse F (10, 320) =
.006*
Kenmerken van het onderzoeksontwerp
Instrument voor .305 (.119) familietherapie 2.562* Alliantiekenmerken Informant: ouder .148 (.056) 2.657** Informant: therapeut .112 (.075) 1.495 Informant: observatie .148 (.075) 1.961
Dyade: ouder – therapeut 0 (.075) .003 Dyade: familie – therapeut -.019 (.077) -.242
Dyade: verdeeld -.172 (.090) -1.917 Uitkomstkenmerken Informant: ouder .016 (.076) .209 Informant: therapeut -.031 (.075) -.414 Informant: observatie .011 (.097) .109 Informant: anders .109 (.137) .800
Note. SE = standaardafwijking, t0 = verschil van gemiddelde r met 0. F(df1, df2) = omnibus test. * p < .01.
Discussie
Met behulp van meta-analytische technieken is in het huidige onderzoek geanalyseerd of een betere alliantie zorgt voor betere behandeluitkomsten en welke moderatoren hier een rol bij spelen. In het algemeen werd een klein, maar significant effect gevonden: bij een betere alliantie werden ook betere behandeluitkomsten behaald. Uit de moderatoranalyses bleek dat maar enkele variabelen een significant effect hadden op de behandeluitkomsten. Deze modererende variabelen waren of het meetinstrument van de alliantie specifiek gemaakt was voor familietherapie, het type informant voor de alliantie en de uitkomsten van de
20 behandeling, en de dyade waar de alliantie voor werd gemeten. Uit de multivariate analyse bleek dat alleen alliantie gerapporteerd door ouders en alliantie gemeten met instrumenten geschikt voor familietherapie een uniek modererend effect hadden.
Het gevonden effect ondersteunt de resultaten uit de vorige meta-analyse van Friedlander et al. (2011) deels. Uit deze meta-analyse naar alliantie en behandeluitkomsten bleek dat de alliantie tussen adolescenten en hun therapeut alleen een positief effect op de uitkomsten had als er sprake was van een gemiddelde tot sterke alliantie tussen de ouder(s) en de therapeut. De resultaten uit de huidige analyse komen overeen met de vorige meta-analyse met betrekking tot de gebruikte meetinstrumenten. Er bleek uit beide studies dat het wel degelijk uitmaakt of de ouder, de adolescent zelf, of een observator de alliantie en uitkomsten rapporteert. De meta-analyses komen echter niet overeen op het punt van dyade. In de meta-analyse van Friedlander et al. (2011) werd de familierol als enige moderator gevonden, terwijl dat in het huidige onderzoek niet significant bleek mee te spelen. Het verschil in resultaten kan het gevolg zijn van de in de huidige meta-analyse geïncludeerde recentere studies en enkele niet-gepubliceerde studies zoals dissertaties. Er zijn in het huidige onderzoek een aantal recente studies meegenomen die veel effectwaarden bijgedragen
hebben.
Zilcha-Mano et al. (2015) vonden dat de alliantie die gerapporteerd wordt door
therapeuten zelf een predictor is voor behandeluitkomsten maar vooral een gevolg was van de mate van symptomen van de patiënt. Dit komt niet helemaal overeen met de resultaten uit het huidige onderzoek. Alhoewel de door therapeuten gerapporteerde alliantie een kleine rol speelt in de mate van zorgeffectiviteit, is de zelfgerapporteerde alliantie meer van belang. Alleen het verschil tussen zelfrapportage en rapportage door de ouders beïnvloedt de relatie tussen alliantie en uitkomsten. Ook bleek in het huidige onderzoek de aard van de stoornis of het probleem van de patiënt geen modererende invloed te hebben op behandeluitkomsten. Dit
21 verschil in resultaten kan mogelijk verklaard worden door het feit dat Zilcha-Mano et al. (2015) alleen depressieve patiënten hebben onderzocht, terwijl er in de huidige meta-analyse maar enkele studies zijn meegenomen die depressiviteit onderzochten.
De zelfgerapporteerde alliantie heeft het meest invloed op de uitkomsten, en therapeuten zullen zich dus specifiek op de dyade met het kind of de adolescent moeten richten. Het lijkt echter logisch dat wanneer alliantie wordt gemeten door een schaal die specifiek is ontwikkeld voor familietherapie, dit voor betere uitkomsten zorgt dan wanneer er gebruik wordt gemaakt van een instrument dat bruikbaar is voor meerdere vormen van therapie. Dit zou verklaard kunnen worden doordat de vragen meer gericht zijn op de situatie van de cliënt en hij of zij zich daardoor meer op zijn of haar gemak voelt. Dit verhoogde niveau van comfort kan indirect zorgen voor betere behandeluitkomsten. Dit komt dan ook overeen met de gevonden resultaten uit de multivariate analyse.
Een derde moderator die significant bleek te zijn, was het type informant voor de uitkomsten. Uit onderzoek van McLeod (2011) blijkt dat betere resultaten van de behandeling worden gerapporteerd als niet de behandelde zelf hierover rapporteert. Dit is in strijd met de gevonden resultaten uit de moderatoranalyses van het huidige onderzoek. Die stellen namelijk dat zelfrapportage een groter effect heeft op zorgeffectiviteit dan rapportage door een ouder, therapeut of een observatie. Een verklaring voor dit verschil kan gevonden worden in het feit dat de effecten maar weinig van elkaar verschillen en McLeod (2011) alleen studies over psychotherapie heeft geïncludeerd. Een andere verklaring is dat dezelfde persoon over zowel de alliantie als de uitkomsten rapporteert, of dit nou ouder, kind, therapeut of door middel van observatie is. Door de samenhang tussen deze variabelen is er maar één moderator die toe te wijzen is aan de rapporteur van alliantie.
Een laatste significante moderator is de dyade waar de alliantie voor is gemeten. Aangezien dit de eerste meta-analyse is waar alleen studies worden bekeken die
22 familietherapie meten, is er weinig vergelijkingsmateriaal voor dit resultaat. Wel vonden Hogue et al. (2006) dat de alliantie van de ouder met de therapeut een sterker effect had op verschillende behandeluitkomsten dan de alliantie van de jongere met de therapeut. In de huidige meta-analyse werden tegenovergestelde resultaten gevonden. Deze effecten waren echter allemaal klein van aard en verschilden niet veel. Ook keken Hogue et al. (2006) alleen naar het verschil tussen jongere en ouder die de alliantie rapporteerden, en niet naar andere informanten zoals de therapeut of een observatie.
Er zijn ook moderatoren geanalyseerd die geen significant effect bleken te hebben op de behandeluitkomsten, tegen de verwachtingen in. Een voorbeeld hiervan is dat Rogers et al. (2008) vonden dat patiënten die drugs gebruiken over het algemeen een positievere alliantie rapporteren dan patiënten met mentale stoornissen. Dit effect werd echter niet significant gevonden in de huidige meta-analyse. Dit kan komen door het kleine aantal geïncludeerde studies in de huidige meta-analyse naar internaliserende problematiek bij cliënten. Daarnaast is uit eerder onderzoek gebleken dat de setting van de therapie invloed heeft op alliantie. Intern verpleegde patiënten zouden een negatievere alliantie rapporteren dan poliklinische patiënten (Munder et al., 2009). Dit resultaat kwam echter niet uit de huidige meta-analyse. Een laatste opvallende variabele die niet significant bleek was of er wel of niet sprake was van een verdeelde alliantie binnen een familie. Escudero et al. (2011) toonden aan dat families waarin een verdeelde alliantie ontstond eerder stopten met de therapie dan families die op één lijn zaten. Vermoedelijk komt dit doordat er in de studies in de huidige meta-analyse maar weinig is gerapporteerd dat er sprake was van een verdeelde alliantie, waardoor een significant verschil moeilijker te detecteren is.
Sterke punten en implicaties
Wat de huidige meta-analyse toevoegt aan de meta-analyse uit 2011 (Friedlander et al.), is dat er in de huidige gebruik is gemaakt van een multi-levelmethode, waardoor er niet
23 maar één gemiddelde effectwaarde per studie werd meegenomen. Door de multi-levelanalyses konden meer variabelen worden onderzocht dan het geval zou zijn bij een traditionele meta-analyse. Er is in de huidige meta-analyse een groter aantal studies gebruikt, namelijk 24 in vergelijking met 16 in de meta-analyse van Friedlander et al. (2011). Dit komt onder andere doordat er sinds 2008 meer aandacht is gekomen voor alliantieprocessen, waardoor er nu meer studies te vinden zijn. Een laatste voordeel van de huidige meta-analyse is dat er door de multi-levelmethode apart gekeken kan worden naar de effecten van verschillende problemen van de cliënten, zoals drugsverslaving en externaliserend probleemgedrag. In de vorige meta-analyse is hier geen onderscheid tussen gemaakt, en daardoor zijn deze resultaten niet te generaliseren naar families met jongere kinderen of kinderen met internaliserende gedragsproblemen.
De resultaten van de huidige meta-analyse hebben een aantal implicaties voor de praktijk. Het is van significant belang dat er in vervolgonderzoek een meetinstrument voor de alliantie wordt gebruikt wat specifiek voor familietherapie is ontwikkeld. Daarnaast blijkt de relatie tussen het kind en de therapeut een groter effect te hebben op uitkomsten dan de relatie van de ouder(s) met de therapeut, wat het belang van familietherapie in tegenstelling tot relatie-, of individuele therapie aanduidt. Ook is gebleken dat de uitkomsten van de
behandeling het beste zijn als er gebruik wordt gemaakt van zelfrapportage door de cliënten, voor zowel alliantie als uitkomsten.
Limitaties
Er zijn echter ook een aantal beperkingen bij het huidige onderzoek. Ten eerste viel op dat veel artikelen niet toegankelijk waren. Ook na contact te zoeken met de auteurs viel dit in sommige gevallen niet op te lossen. Hierdoor zijn de resultaten van het huidige onderzoek wellicht hoger of lager uitgevallen dan in werkelijkheid het geval zou zijn. Een tweede
24 limitatie is dat er veel missende waarden zijn gerapporteerd bij verschillende variabelen, waardoor het moderatie-effect hiervan niet kon worden geanalyseerd.
Conclusie
Samenvattend kan gezegd worden dat er een positieve relatie is tussen alliantie en zorgeffectiviteit, betere alliantie zorgt voor betere uitkomsten van de familiebehandeling. Ook al is er sprake van een klein effect, het is aan te raden meetinstrumenten voor alliantie en uitkomsten te gebruiken die gebruik maken van zelfrapportage. Bij vervolgonderzoek is het aan te bevelen variabelen te analyseren waar in het huidige onderzoek geen
moderatoranalyses mee gedaan konden worden. Zo is het nuttig om te bekijken of
25 Literatuurlijst
Artikelen aangegeven met een asterix (*) zijn geïncludeerd in de meta-analyse.
Bachelor, A. (2011). Clients’ and therapists’ views of the therapeutic alliance: Similarities, differences and relationship to therapy outcome. Clinical Psychology and
Psychotherapy, 20, 118-135.
*Bachler, E., Frühmann, A., Bachler, H., Aas, B., Strunk, G., & Nickel, M. (2014).
Differential effects of the working alliance in family therapeutic home-based treatment of multi-problem families. Journal of Family Therapy, 38, 120-148.
Barrowclough, C., Meier, P., Beardmore, R., & Emsley, R. (2010). Predicting therapeutic alliance in clients with psychosis and substance misuse. The Journal of Nervous and
Mental Disease, 198, 373-377.
Bender, D. S. (2005). The therapeutic alliance in the treatment of personality disorders.
Journal of Psychiatric Practice, 11, 73-87.
*Bennun, I. (1989). Perceptions of the therapist in family therapy. Journal of Family Therapy,
11, 243-255.
Bosschen, M. J., Drummond, L. M., Pillay, A., & Morton, K. (2010). Predicting outcome of treatment for severe, treatment resistant OCD in inpatient and community settings.
Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 41, 90-95.
Brace, N., Snelgar, R., & Kemp, R. (2012). SPSS for psychologists. London, England: Palgrave Macmillan.
*Chinchilla, P. (2007). Comorbidity as a moderator of process-outcome relations in
individual and family therapy for adolescent substance abuse (Dissertation).
Cohen, J. (1998). Statistical power analysis for the behavioral science. Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum.
26 Cronin, E., Brand, B. L., & Mattanah, J. F. (2014). The impact of the therapeutic alliance on
treatment outcome in patients with dissociative disorder. European Journal of
Psychotraumatology, 5, 22676.
*Dauber, S. (2004). Treatment focus in individual and family therapy for adolescent drug
abuse (Dissertation).
Downs, S. H., & Black, N. (1998). The feasibility of creating a checklist for the assessment of the methodological quality both of randomized and non-randomised studies of health care interventions. Journal of Epidemiological and Community Health, 52, 377-384. Duval, S., & Tweedie, R. (2000). Trim and fill: A simple funnel-plot-based method of testing
and adjusting for publication bias in meta-analysis. Biometrics, 56, 455-463. *Escudero, V., Friedlander, M. L., Varela, N., & Abascal, A. (2008). Observing the
therapeutic alliance in family therapy: Associations with participants’ perceptions and therapeutic outcomes. Journal of Family Therapy, 30, 194-214.
Escudero, V., Boogmans, E., Loots, G., & Friedlander, M. L. (2011). Alliance rupture and repair in conjoint family therapy: An exploratory study. Psychotherapy, 49, 26-37. *Feder, M. M., & Diamond, G. M. (2016). Parent-therapist alliance and parent
attachment-promoting behavior in attachment-based family therapy for suicidal and depressed adolescents. Journal of Family Therapy, 38, 82-101.
Ferguson, C. J., & Brannick, M. T. (2012). Publication bias in psychological science: Prevalence, methods for identifying and controlling, and implications for the use of meta-analyses. Psychological Methods, 17, 120-128.
*Flicker, S. M., Turner, C. W., Waldron, H. B., Brody, J. L., & Ozechowski, T. J. (2008). Ethnic background, therapeutic alliance, and treatment retention in functional family therapy with adolescents who abuse substances. Journal of Family Psychology, 22, 167-170.
27 Friedlander, M. L., Escudero, V., Heatherington, L., & Diamond, G. M. (2011). Alliance in
couple and family therapy. Psychotherapy, 48, 25-33.
*Friedlander, M. L., Kivlighan, D. M., & Shaffer, K. S. (2012). Exploring actor-partner interdependence in family therapy: Whose view (parent or adolescent) best predicts treatment progress? Journal of Counseling Psychology, 59, 168-175.
*Friedlander, M. L., Lambert, J. E., Muniz de la Pena, C. (2008). A step toward disentangling the alliance/improvement cycle in family therapy. Journal of Counseling Psychology,
55, 118-124.
*Glueckauf, R. L., Liss, H. J., McQuillen, D. E., Webb, P. M., Dairaghi, J., & Carter, C. B. (2002). Therapeutic alliance in family therapy for adolescents with epilepsy: an exploratory study. The American Journal of Family Therapy, 30, 125-139.
*Hawley, K. M., & Garland, A. F. (2008). Working alliance in adolescent outpatient therapy: Youth, parent and therapist reports and associations with therapy outcomes. Child
Youth Care Forum, 37, 59-74.
*Hawley, K. M., & Weisz, J. R. (2005). Youth versus parent working alliance in usual clinical care: Distinctive associations with retention, satisfaction, and treatment outcome.
Journal of Clinical Child and Adolescent Psychologym 34, 117-128.
Hentschel, U. (2007). Therapeutic alliance: The best synthesizer of social influences on the therapeutic situation? On links to other constructs, determinants of its effectiveness, and its role for research in psychotherapy in general. Psychotherapy Research, 15, 9-23.
Hintikka, U., Laukkanen, E., Marttunen, M., & Lehtonen, J. (2006). Good working alliance and psychotherapy are associated with positive changes in cognitive performance among adolescent psychiatric inpatients. Bulletin of the Menninger Clinic, 70, 316-335.
28 *Hogue, A., Dauber, S., Stambaugh, L. F., Cecero, J. L., & Liddle, H. A. (2006). Early
therapeutic alliance and treatment outcome in individual and family therapy for adolescent behavior problems. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 74,
121-129.
Hougaard, E. (1994). The therapeutic alliance – A conceptual analysis. Scandinavian Journal
of Psychology, 35, 67-85.
Hurley, K. D., Lambert, M. C., Van Ryzin, M., Sullivan, J., & Stevens, A. (2013).
Therapeutic alliance between youth and staff in residential group care: Psychometrics of the therapeutic alliance quality scale. Children and Youth Services Review, 35, 56-64.
Israel, P., Thomsen, P. H., Langeveld, J. H., & Stormark, K. M. (2006). Parent-youth discrepancy in the assessment and treatment of youth in usual clinical care setting: Consequences to parent involvement. European Child and Adolescent Psychiatry, 16, 138-148.
*Isserlin, L., & Couturier, J. (2011). Therapeutic alliance and family-based treatment for adolescents with anorexia nervosa. Psychotherapy, 49, 46-51.
*Johnson, L. N., & Ketring, S. A. (2006). The therapy alliance: A moderator in therapy outcome for families dealing with child abuse and neglect. Journal of Marital and
Family Therapy, 32, 345-354.
Kazdin, A. E., & Durbin, K. A. (2012). Predictors of child-therapist alliance in cognitive-behavioral treatment of children referred for oppositional and antisocial behavior.
Psychotherapy, 49, 202-217.
*Keeley, M. L., Geffken, G. R., Ricketts, E., McNamara, J. P. H., & Storch, E. A. (2011). The therapeutic alliance in the cognitive behavioral treatment of pediatric obsessive-compulsive disorder. Journal of Anxiety Disorders, 25, 855-863.
29 *Kim, H. (2007). Client growth and alliance development in solution-focused brief family
therapy (Dissertation).
Law, E. F., Fisher, E., Fales, J., Noel, M., & Eccleston, C. (2014). Systematic review and meta-analysis of parent and family-based interventions for children and adolescents with chronic medical conditions. Journal of Pediatric Psychology, 39, 866-886. Lipsey, M. W., & Wilson, D. B. (2001). Practical meta-analysis. Thousand Oaks: Sage. McLeod, B. D. (2011). Relation of the alliance with outcome in youth psychotherapy: A
meta-analysis. Clinical Psychology Review, 31, 603-616.
Munder, T., Wilmers, F., Leonhart, R., Linster, H. W., & Barth, J. (2009). Working Alliance Inventory – Short Revised (WAI-SR): Psychometric properties in outpatients and inpatients. Clinical Psychology and Psychotherapy, 17, 231-239.
Muniz de la Pena, C. M., Friedlander, M., & Escudero, V. (2009). Frequency, severity, and evolution of split family alliances: How observable are they? Psychotherapy Research,
19, 133-142.
Norton, C., Koenigs, L. P., Friderici, J., & Miller, N. H. (2011). Comparison of family-based vs. individual therapy in adolescents with anorexia nervosa: A retrospective cohort with historic control. Journal of Adolescent Health, 48, 49-50.
*Pereira, T., Lock, J., & Oggins, J. (2006). Role of therapeutic alliance in family therapy for adolescent anorexia nervosa. International Journal of Eating Disorders, 39, 677-684. Pereira, A. I., Muris, P., Mendonca, D., Barros, L., Goes, A. R., & Marques, T. (2016).
Parental involvement in cognitive-behavioral intervention for anxious children: Parents’ in-session and out-session activities and their relationship with treatment outcome. Child Psychiatry and Human Development, 47, 113-123.
Rait, D. S. (2000). The therapeutic alliance in couples and family therapy. Journal of Clinical
30 *Robbins, M. S., Mayorga, C. C., Mitrani, V. B., & Szapocznik, J. (2008). Adolescent and
parent alliances with therapists in brief strategic family therapy with drug-using Hispanic adolescents. Journal of Marital and Family Therapy, 34, 316-328.
*Robbins, M. S., Turner, C. W., Alexander, J. F., & Perez, G. A. (2003). Alliance and dropout in family therapy for adolescents with behavior problems: Individual and systemic effects. Journal of Family Psychology, 17, 534-544.
Roest, J., Van der Helm, P., Strijbosch, E., Van Brandenburg, M., & Stams, G. J. (2014). Measuring therapeutic alliance with children in residential treatment and therapeutic day care: A validation study of the Children’s Alliance Questionnaire. Research on
Social Work Practice, 26, 212-218.
Rogers, N., Lubman, D. I., & Allen, N. B. (2008). Therapeutic alliance and change in psychiatric symptoms in adolescents and young adults receiving drug treatment.
Journal of Substance Use, 13, 325-339.
Rosenberg, M. S. (2005). The file-drawer problem revisited: a general weighted method for calculating fail-safe numbers in meta-analysis. Evolution, 59, 464-468.
Rosenthal, R. (1995). Writing meta-analytic reviews. Psychological Bulletin, 118, 183-192. *Shelef, K., & Diamond, G. M. (2008). Short form of the revised Vanderbilt therapeutic
alliance scale: Development, reliability, and validity. Psychotherapy Research, 18, 433-443.
*Shelef, K., Diamond, G. M., Diamond, G. S., & Liddle, H. A. (2005). Adolescent and parent alliance and treatment outcome in multidimensional family therapy. Journal of
Consulting and Clinical Psychology, 73, 689-698.
Shpigel, M. S., & Diamond, G. M. (2013). Good versus poor therapeutic alliances with non-accepting parents of same-sex oriented adolescents and young adults: A qualitative study. Psychotherapy Research, 24, 376-391.
31 Smith, A., & Cook-Cottone, C. (2011). A review of family therapy as an effective
intervention for anorexia nervosa in adolescents. Journal of Clinical Psychology in
Medical Settings, 18, 323-334.
Stapleton, L. A. (2002). The incorporation of sample weights into multilevel structural equation models. Structural Equation Modeling, 9, 475-502.
*The Multisite Violence Prevention Project (2014). Implementation and process effects on prevention outcomes for middle school students. Journal of Clinical Child and
Adolescent Psychology, 43, 473-485.
Tichenor, V., & Hill, C. A. (1989). A comparison of six measures of working alliance.
Psychotherapy, 26, 195-199.
*Tolan, P. H., Hanish, L. D., McKay, M. M., & Dickey, M. H. (2002). Evaluating process in child and family interventions: Aggression prevention as an example. Journal of
Family Psychology, 16, 220-236.
Van der Stouwe, T., Asscher, J. J., Hoeve, M., Van der Laan, P. H., & Stams, G. J. J. M., (2016). The effectiveness of social skills training (SST) for juvenile delinquents: A Meta-Analysis. Manuscript in preparation.
Von Sydow, K., Retzlaff, R., Beher, S., Haun, M. W., & Schweitzer, J. (2013). The efficacy of systemic therapy for childhood and adolescent externalizing disorders: A systematic review of 47 RCT. Family Process, 52, 576-618.
Weck, F., Grikscheit, F., Jakob, M., Höfling, V., & Stangier, U. (2014). Treatment failure in cognitive-behavioural therapy: Therapeutic alliance as a precondition for an adherent and competent implementation of techniques. British Journal of Clinical Psychology,
54, 91-108.
Wittorf, A., Jakobi, U., Bechdolf, A., Müller, B., Sartory, G., Wagner, M., Wiedemann, G., Wölwer, W., Herrlich, J., Buchkremer, G., & Klingberg, S. (2009). The influence of
32 baseline symptoms and insight on the therapeutic alliance early in the treatment of schizophrenia. European Psychiatry, 24, 259-267.
Zilcha-Mano, S., Solomonov, N., Chui, H., McCarthy, K. S., Barrett, M. S., & Barber, J. P. (2015). Therapist-reported alliance: Is it really a predictor of outcome? Journal of
33 Bijlage 1
Tabel 3. Overzicht van de geïncludeerde studies.
Auteur(s) Kenmerken van het onderzoek Kenmerken van de steekproef Kenmerken van de behandeling
Jaar van publicatie Publicatie Impact factor Study quality N Gemiddelde leeftijd % man Naam behandeling Alliantie-instrument
Bachler, Frühmann, Bachler, Aas, Strunk, & Nickel
2014 Ja 1.434 29 379 14.6 48.6 FT CP-TAF
Bennun 1989 Ja 1.434 6 35 - - FT TS
Chinchilla 2007 Nee - 18 68 14.93 80 MDFT VTAS-r
Dauber 2004 Nee - 26 113 15.3 79 MDFT VTAS-r
Escudero, Friedlander, Varela, & Abascal
2008 Ja 1.434 24 82 - - FT SOFTA-s
Feder & Diamond 2016 Ja 1.434 19 19 15.5 5 ABFT VTAS-r
Flicker, Turner, Waldron, Brody, & Ozechowski
2008 Ja 1.890 23 86 15.7 84 FFT VTAS-r
Friedlander, Lambert, & Muniz de la Pena
2008 Ja 3.230 20 29 10.2 - - SOFTA-o
Friedlander, Kivlighan, & Shaffer
2012 Ja 3.230 19 35 13.21 - FT SOFTA-s
Glueckauf, Liss, McQuillen, Webb, Dairaghi, & Carter
2002 Ja 0.540 21 19 13.9 53 ISCM, PG FTAS-r
Hawley & Garland 2008 Ja 1 33 78 13.5 61.5 MDFT FTAS-r
Hawley & Weisz 2005 Ja 3.310 31 65 11.9 58.5 Treatment as
usual
34
Hogue, Dauber, Stambaugh, Cecero, & Liddle
2006 Ja 5.279 30 44 15.37 81 MDFT VTAS-r
Isserlin & Couturier 2012 Ja 1.422 20 14 14 0 FBT SOFTA-o
Johnson & Ketring 2006 Ja 2.528 28 470 14.4 36 MFT FTAS
Keeley, Geffken, Ricketts, McNamara, & Storch
2011 Ja 2.381 29 25 13.16 56 CBT WAI-o
Kim 2006 Nee - 13 82 13.1 48 SFBT RRS
Pereira, Lock, & Oggins 2006 Ja 4.068 15 41 15.2 9 FBT WAI-o
Robbins, Mayorga, Mitrani, Szapocznik, Turner, & Alexander
2008 Ja 2.528 22 31 15.46 71 BSFT VTAS-r
Robbins, Turner, Alexander, & Perez
2003 Ja 1.665 16 94 - 59 FFT VTAS-r
Shelef & Diamond 2008 Ja 2.570 27 86 16 85 MDFT VTAS-r
Shelef & Diamond 2005 Ja 4.713 27 100 16 85 MDFT SOFTA-o
Multisite Violence Prevention Project
2014 Ja 3.310 33 334 - 65 FFT -
Tolan, Hanish, McKay, & Dickey
2002 Ja 1.665 16 131 - - FT -
Note: FT = Family Therapy; MDFT = Multidimensional Family Therapy; ABFT = Attachment Based Family Therapy; FFT = Functional Family
Therapy; ISCM, PG = Issue-specific Single Family Counseling, Multi-family Psychoeducation Group; FBT = Family-Based Therapy; MFT = Marriage and Family Therapy; CBT = Cognitive Behavioral Therapy; SFBT = Solution-Focused Brief Therapy; BSFT = Brief Strategic Family Therapy; CP-TAF = Cliënt Collaboration Scale; TS = Therapy Scale; VTAS-r = Vanderbilt Therapeutic Alliance Scale, revised; SOFTA-s = System for Observing Family Therapy Alliances, selfreport; SOFTA-o = System for Observing Family Therapy Alliances, observer; FTAS-r = Family Therapy Alliance Scale, revised; TASC = Therapeutic Alliance Scale for Children; WAI-o = Working Alliance Intentory, observer; RRS = Relation Rating Scale
