Het effect van gezinsgerichte interventies op de mate van
verandering in dynamische gezinsfactoren binnen gezinnen
van jongeren met ernstig probleemgedrag
Een multilevel meta-analyse
Masterscriptie Forensische Orthopedagogiek Pedagogische en Onderwijskundige Wetenschappen Universiteit van Amsterdam N. A. A. Stigter 10082042 MSc A. Bindels Amsterdam, september 2015
Inhoud Abstract 3 Inleiding 4 Methode 10 Dataverzameling 10 Inclusie-criteria 10 Codering 11 Data-analyse 12 File-drawer analyse 14 Resultaten 15 Beschrijvende statistiek 15
Moderator-analyses op basis van niet-gecontroleerde
effectgroottes 15
Moderator-analyses op basis van gecontroleerde
effectgroottes 16 Exploratief onderzoek 17 Discussie 21 Literatuurlijst 29 Bijlage A: Tabellen 40 Tabel 1 41 Tabel 2 42 Tabel 3 43 Tabel 4 44 Tabel 5 45 Tabel 6 46 Tabel 7 47 Tabel 8 48 Bijlage B: Coderingsschema 49
Samenvatting
Er is een multilevel meta-analyse uitgevoerd om het effect van gezinsgerichte interventies op de mate van verandering in dynamische gezinsfactoren binnen gezinnen van jongeren met ernstig probleemgedrag te onderzoeken. De overall effectgrootte, over 16 studies, bestaande uit 171 effectgroottes en N = 2.479 jongeren, gecontroleerd voor verschillen op de voormeting was d = 0.154. Gezinsgerichte interventies lijken dus een kleine, positieve verbetering te bewerkstelligen in dynamische gezinsfactoren.Dit effect lijkt grotendeels blijvend bij follow-up (d = 0.139). De verbeteringen in de verschillende dynamische gezinsfactoren waren niet significant verschillend: opvoedvaardigheden (d = 0.119), emotionele verbondenheid (d = 0.220) en interacties (d = 0.201). Echter, op basis van de onderzochte moderatoren is het niet gelukt om de volledige varianties te kunnen verklaren. Gezien er alleen gebruik is gemaakt van gepubliceerde studies dienen de resultaten met voorzichtigheid geïnterpreteerd te worden.
Sleutelwoorden: gezinsgerichte interventies, dynamische gezinsfactoren, ernstig
probleemgedrag, multilevel meta-analyse
Abstract
This multilevel meta-analysis was conducted to examine the effect of family-focused
interventions on the rate of change in dynamic family factors within families of juveniles with serious behavioral problems. Results showed an overall effect size, of 16 studies, consisting of 171 effect sizes and N = 2.479 juveniles, corrected for pretreatment dissimilarities of d = 0.154. Family-focused interventions seems to effectuate a small, positive improvement in dynamic family factors. This effect appears to be a lasting effect during follow-up (d = 0.139). The improvements in various dynamic family factors were not significantly different:
parenting skills (d = 0.119), emotional connectedness (d = 0.220) and interactions (d = 0201). However, based on the examined moderators, the obtained results of this study are not
completely able to explain the total variance. Since only published studies were included, the results should be interpreted with caution.
Keywords: family-focused interventions, dynamic family factors, serious behavioral
Inleiding
Binnen de huidige maatschappij bestaat er al jaren een groeiende zorg omtrent jongeren die ernstig probleemgedrag vertonen (Van Oenen & Van Westering, 2010). Het betreft hier veelal jongeren die een grote verscheidenheid aan antisociale en externaliserende gedragingen laten zien, zoals liegen, woede-uitbarstingen, spijbelen, alcohol- en drugsgebruik, weglopen,
agressie, vandalisme en diefstal (Veerman, Janssens & Delicat, 2004; Vincken, Eijkelenboom, Muris & Meesters, 2003). Deze gedragsproblemen vormen niet alleen een last voor de jongere zelf, maar zijn met name storend voor de omgeving waarin de jongere verkeert (Junger, Mesman & Meeus, 2003). Zo brengen deze jongeren zowel materiële kosten als immateriële kosten met zich mee, bijvoorbeeld in de vorm van schade door vandalisme en kosten voor hulpverlening (Bruyninkcx, 2003; Scott, Knapp, Henderson & Maughan, 2001).
Als reactie op de genoemde zorg ontstaat de vraag op welke wijze ernstig
probleemgedrag onder jongeren aangepakt dient te worden. Behandeling in de vorm van preventieve of curatieve interventies lijkt bij jongeren vaak een uitkomst te kunnen bieden (Lipsey, 2009; Lipsey, Howell & Kelly, 2010; Parhar, Wormith, Derkzen & Beauregard, 2008). Zo lijken jongeren na behandeling, bijvoorbeeld in de vorm van
agressieregulatietherapie, minder agressief gedrag te vertonen dan jongeren die geen behandeling hebben gevolgd (Morales, Garrido & Sánchez-Meca, 2010). Indien het
probleemgedrag van de jongeren onbehandeld blijft, zou dit zich tevens kunnen ontwikkelen tot zwaar regel overtredend en delinquent gedrag (Orbio de Castro, 2008). Om deze reden kan ervoor gekozen worden om jongeren een interventie binnen gedwongen kader op te leggen. In sommige gevallen is er sprake van zeer complexe problematiek op meerdere gebieden,
waardoor een behandeling zich moet richten op zowel de jongere zelf als op (factoren uit) zijn of haar omgeving, zoals het gezin (Henggeler & Schaeffer, 2010; Manders, Dekovic, Asscher, Van der Laan & Prins, 2011; Van der Laan, Slotboom & Stams, 2010).
Om interventies in de praktijk in te kunnen zetten, is het van belang om kennis te hebben van de belangrijkste kenmerken van de doelgroep. Wat betreft de adolescentieperiode in het algemeen is bekend dat dit een periode is waarin de identiteitsontwikkeling van de jongere centraal staat (Van der Ploeg, 1998). Zij proberen zich los te maken van de
ouderbanden, zoeken ruimte om autonomie en zelfstandigheid te ontwikkelen en willen meer tijd buitenshuis door brengen (Keijsers, Branje, Van der Valk & Meeus, 2009). Bij de
doelgroep jongeren met ernstig probleemgedrag in het bijzonder lijkt er vaak sprake te zijn van meervoudige problematiek. Zo is er veelal sprake van delinquent gedrag,
in de omgeving van de jongere, zoals het gezin, de leeftijdgenoten, de school en de buurt (Rigter, 2013). Dit gegeven wordt ondersteund door het ecologisch ontwikkelingsmodel van Bronfenbrenner (1979). Dit model gaat er vanuit dat de ontwikkeling van jongeren, en daarmee ook de ontwikkeling en instandhouding van gedragsproblemen, voortkomen uit de interacties van jongeren binnen de verschillende systemen waarin zij zich bevinden. Op welke systemen ingezet zal worden hangt af van de factoren die in het individuele geval het
probleemgedrag in stand houden (Boendermaker & Ince, 2008).
Aan het probleemgedrag ligt veelal een verzameling aan risicofactoren ten grondslag. Zowel risico- als promotieve factoren lijken samenhang te vertonen met ernstig
probleemgedrag. Risicofactoren zijn factoren die later een negatieve uitkomst voorspellen (Loeber, Farrington, Stouthamer-Loeber & White, 2008; Stouthamer-Loeber, Loeber, Wei, Farrington & Wikström, 2002). Blootstelling aan deze risicofactoren lijkt afhankelijk te zijn van de leeftijdsfase waarin de jongere zich bevindt. De mate waarin de jongere wordt blootgesteld aan risicofactoren bereikt zijn piek tijdens de adolescentieperiode (Loeber, Slot & Stouthamer-Loeber, 2008). Tevens lijkt het effect van risicofactoren cumulatief te zijn; hoe meer risicofactoren de jongeren beïnvloeden, hoe groter de kans op een negatieve uitkomst (Loeber & Farrington, 2000; Stouthamer-Loeber et al., 2002; Van der Laan & Blom, 2006). Promotieve factoren zijn factoren die door hun aanwezigheid direct invloed kunnen hebben op het reduceren van een negatieve uitkomst, ongeacht of er risicofactoren aanwezig zijn (Loeber et al., 2008; Stouthamer-Loeber et al., 2002). Beide factoren kunnen vervolgens onderverdeeld worden in statische en dynamische factoren. Statische factoren zijn historisch bepaald en onveranderbaar, zoals sekse en temperament. Dynamische factoren zijn
daarentegen wel veranderbaar, zoals schoolprestaties en probleemoplossingsvaardigheden (Van der Put, Deković, Stams, Hoeve & Van der Laan, 2011). Uit eerder onderzoek is
gebleken dat er verschillende dynamische factoren bestaan die een oorzaak lijken te zijn voor het ontstaan of continueren van ernstig probleemgedrag (Deković & Prinzie, 2008; Dishion & Patterson, 2006).
Het gezin is een van de systemen die vaak in verband wordt gebracht met het al dan niet ontstaan en voortduren van ernstig probleemgedrag (Deković, Janssens & As, 2003; Hoeve et al., 2004; Verhulst & Verheij, 2009). Een disfunctionerend gezin lijkt bijvoorbeeld de kans op het vertonen van probleemgedrag van de jongere te vergroten, terwijl een goed functionerend gezin juist de kans op het vertonen van probleemgedrag lijkt te verkleinen (De Winter, 2007; Hermanns, 2007; Parke, 2004; Weisz & Kazdin, 2010). Binnen een
tussen gezinsleden, gebrekkig inzicht van ouders in de ontwikkeling van hun kind of
tekortschietende opvoedingsvaardigheden. Het gezinsfunctioneren lijkt dan ook afhankelijk te zijn van verschillende gezinsfactoren. Gezinsfactoren zijn factoren die het gedrag van
gezinsleden en hun onderlinge relaties betreffen, zoals opvoedingsvaardigheden en
gezinskenmerken (Reitz, Prinzie, Deković & Buist, 2008; Van der Laan & Blom, 2006). Er kunnen vier typen gezinsfactoren onderscheiden worden, namelijk proximale factoren, distale factoren, contextuele factoren en globale factoren (Deković, Janssens & As, 2003). Allereerst betreffen de proximale factoren directe, alledaagse interacties tussen ouder en kind (Deković & Prinzie, 2008a). Als tweede zijn de distale factoren kenmerken van de ouder zelf, zoals persoonlijkheidskenmerken of psychopathologie van de ouder. De contextuele factoren betreffen vervolgens de overige relaties binnen het gezin, zoals de relatie tussen beide ouders. Tot slot zijn de globale factoren de structurele kenmerken van het gezin, zoals
sociaaleconomische status en etniciteit. Vanuit het sociaal interactionistisch perspectief gezien, oefenen de distale, contextuele en globale factoren hun invloed uit door middel van proximale factoren (Bronfenbrenner & Morris, 1998; Campbell, 1997). Ouderlijke depressie zou bijvoorbeeld invloed kunnen hebben op de ontwikkeling van de jongere doordat de depressie doorwerkt op de wijze waarop een ouder de jongere benadert. Binnen
interventieprogramma’s worden vooral de proximale factoren van belang geacht. Deze factoren lijken de grootste en meest directe invloed te hebben op de jongere omdat het de directe interacties betreft (De Graaf & Meij, 2011; Van Bakel, De Groot & Van der Ploeg, 2012). Bovendien lijken deze factoren het meest veranderbaar, oftewel dynamisch te zijn (Dekovic & Prinzie, 2008a).
Deze proximale dynamische gezinsfactoren vormen een belangrijk onderdeel binnen verschillende interventieprogramma’s. Uit eerder onderzoek is naar voren gekomen dat er een samenhang lijkt te bestaan tussen de verandering in dynamische gezinsfactoren en
gedragsverandering van de jongere (Henggeler et al., 2009). Zo lijkt een verbetering in
opvoedvaardigheden van ouders samen te hangen met een afname in gedragsproblematiek van jongeren (Deković, Asscher, Manders, Prins & Van der Laan, 2012). Om gedragsverandering van de jongere te kunnen bewerkstelligen lijkt dus ook verandering binnen de verschillende systemen, waaronder het gezin, nodig te zijn. De Erkenningscommissie Gedragsinterventies Justitie heeft reeds verschillende interventies erkend die niet alleen de jongere, maar ook het gezin betreffen. Deze erkenningscommissie is een onafhankelijke, landelijke commissie die interventies beoordeelt op kwaliteit en effectiviteit. Vervolgens besluit zij op basis van verschillende criteria tot erkenning, voorlopige erkenning of geen erkenning (Nas, Van
Ooyen-Houben & Wieman, 2011). Van de 20 erkende interventies in Nederland zijn er op dit moment vijf interventies die zich onder andere specifiek richten op het gezinssysteem: Functional Family Therapy (FFT), Multidimensional Treatment Foster Care (MTFC), Multidimensional Family Therapy, (MDFT), Multisystemic Therapy (MST) en Ouderschap met Liefde en Grenzen (OLG) (Erkenningscommissie Gedragsinterventies Justitie, 2014). De Erkenningscommissie Interventies van het Nederlands Jeugd Instituut (NJI) voegt hier Nieuwe Perspectieven en Intensieve Orthopedagogische Gezinsbehandeling (IOG) – Erger
voorkomen aan toe (NJI, 2014). In de VS bestaat een soortgelijke commissie, genaamd Blueprints (Blueprints, 2014). Ook zij hebben FFT, MTFC en MST erkend en voegen daar Guiding Good Choices (GGC), Effekt en Prosper aan toe. Al deze interventies trachten dynamische risicofactoren binnen het gezin te verkleinen en promotieve factoren te versterken, met als doel de kans op herhaling van ernstig probleemgedrag te verkleinen (Lodewijks, 2007).
Veelal is er bijvoorbeeld sprake van disfunctionele interactiepatronen tussen de verschillende gezinsleden (Sexton & Alexander, 2002). Een eerste veelvoorkomende aanpak binnen interventies om deze patronen te doorbreken is de ouder te leren om consequent te reageren op gewenst en ongewenst gedrag. Zo wordt er gebruik gemaakt van positieve bekrachtiging bij gewenst gedrag en worden er technieken geleerd om ongewenst gedrag te corrigeren en conflicten te kunnen hanteren. Daarnaast is monitoring een vaardigheid die veelal wordt aangepakt (Barton, Alexander, Waldron, Turner & Warburton, 1985; Henggeler, 1997). Monitoring, ook wel supervisie genoemd, is actief gedrag door ouders wat omschreven kan worden als het structureren van en toezicht hebben op de omgeving en activiteiten van de adolescenten (Dishion & McMahon, 1998; Patterson & Stouthamer-Loeber, 1984). Bij deze veelvoorkomende aanpak leren ouders hoe zij duidelijke afspraken kunnen maken met de jongere en hoe zij regels op een consequente manier kunnen hanteren. Tevens zal er getracht worden de betrokkenheid door de ouders te versterken door meer belangstelling voor de jongere te tonen. Bovendien wordt er geprobeerd om de communicatiepatronen binnen het gezin te verbeteren (Hayslett-Mccall & Bernard, 2002). Er wordt bijvoorbeeld aandacht besteed aan de manier waarop de gezinsleden hun mening kunnen uiten, naar de mening van anderen kunnen luisteren en hoe zij adequate discussies kunnen aangaan. Door de
beïnvloeding van deze verschillende gezinsfactoren en interacties wordt getracht om indirect verandering in het gedrag van de jongere te bewerkstelligen. Een bijkomend voordeel van verbetering van het gezinsfunctioneren, is dat dit in verband zou kunnen staan met onder
andere een verbetering in schoolprestaties en relaties met leeftijdgenoten, met als gevolg een afname in ernstig probgleemgedrag (Borduin, 1999; Henggeler, 2011).
De verandering in gedrag lijkt mogelijk te zijn door middel van externe en interne invloeden gedurende de levensloop (Van de Rakt, 2011; Wong, Bijleveld & Slotboom, 2009). Gedragsverandering binnen gezinnen van jongeren met ernstig probleemgedrag lijkt echter niet eenvoudig te bewerkstelligen. Allereerst lijkt de gebrekkige behandelmotivatie bij
jongeren met ernstig probleemgedrag een knelpunt te vormen (Verdonck, Jaspaert, Vervaeke, & Bogaerts, 2010). De interventies worden veelal uitgevoerd binnen gedwongen kader, waardoor de keuzeruimte om al dan niet hulpverleningscontact aan te gaan, zeer beperkt is (Van Binsbergen, Knorth, Klomp & Meulman, 2001; Van Dam, Nijhof, Scholte & Veerman, 2010). Om de interventies effectief te laten zijn, lijkt behandelmotivatie noodzakelijk
(Boendermaker & Van Yperen, 2003). Behandelmotivatie behoort tot de algemeen werkzame factoren van interventies en lijkt als belangrijke succesfactor gezien te kunnen worden voor het slagen van een behandeling (Van Binsbergen et al., 2001). Niet alleen de jongeren, maar ook ouders zijn veelal ongemotiveerd voor behandeling (Engels, 2000). Geringe
behandelmotivatie bij ouders lijkt onder andere te kunnen ontstaan doordat eerdere pogingen binnen de hulpverlening zijn mislukt, waardoor het wantrouwen richting de hulpverlening is versterkt (Van Yperen, Booy & Van der Veldt, 2003). Tevens is de hulpwens van de ouders in veel gevallen gering, wat zelfs tot uitval zou kunnen leiden (Scholte & Van der Ploeg, 2000). Bovendien heerst er regelmatig schaamte bij ouders, voornamelijk in groepen van niet-westerse afkomst (Heuves, 2006; Yerden, 2010). Binnen deze groepen geldt dat instemmen met hulpverlening betekent dat je toegeeft dat het niet goed gaat met je kind. Daarnaast zou het proces van verandering binnen gezinnen kunnen worden bemoeilijkt door de
aanwezigheid van statische risicofactoren. Zoals eerder genoemd lijken zowel statische als dynamische risicofactoren van invloed te zijn op ernstig probleemgedrag. Statische
risicofactoren zijn, in tegenstelling tot dynamische risicofactoren, onveranderbaar en dus niet door middel van interventies te beïnvloeden. Statische factoren zoals het hebben van
gescheiden ouders of de aanwezigheid van psychopathologie lijken samen te hangen met ernstig probleemgedrag (Connell & Goodman, 2002; Haas, Farrington, Killias & Sattar, 2004; Van der Laan, Van der Schans, Bogaerts & Doreleijers, 2009). Nog een voorbeeld hierbij is het hebben van ouders met een licht verstandelijke beperking. Deze ouders lijken
onvoldoende inzicht te hebben in de ontwikkeling en de problematiek van de jongere en in de pedagogische aanpak die de jongere nodig heeft (Van Nieuwenhuijzen, Orobio de Castro & Matthys, 2006). De statische factor, in dit geval de licht verstandelijke beperking van ouders,
is door middel van interventies dus niet veranderbaar en zou er mogelijk voor kunnen zorgen dat de verbetering in dynamische gezinsfactoren, zoals opvoedvaardigheden, wordt
bemoeilijkt wat zodoende invloed zou kunnen hebben op het proces van gedragsverandering. Gedragsverandering binnen gezinnen van jongeren met ernstig probleemgedrag lijkt dus niet eenvoudig te bewerkstelligen. De gedragsverandering die de meeste interventies nastreven is de afname van gedragsproblemen. De afname van gedragsproblemen is veelal dan ook het uiteindelijke behandeldoel van de interventies. Eerder onderzoek heeft dan ook vooral gebruik gemaakt van de afname van gedragsproblemen als uitkomstmaat. Echter, de verandering in dynamische gezinsfactoren lijkt hierbij een belangrijke rol te spelen. Zo leek een verbetering in opvoedvaardigheden van ouders samen te hangen met een afname in gedragsproblematiek van jongeren (Deković, Asscher, Manders, Prins & Van der Laan, 2012). Met het oog op het uiteindelijke behandeldoel lijkt het dus van belang te zijn om inzicht te krijgen in hoeverre dynamische gezinsfactoren daadwerkelijk beïnvloedt kunnen worden door middel van gezinsgerichte interventies.
Om deze reden wordt er in het huidige onderzoek getracht om, door middel van een meta-analyse, resultaten uit eerdere onderzoeken gericht op gezinsgerichte factoren
gezamenlijk te analyseren om zodoende inzicht te krijgen in de verandering van dynamische gezinsfactoren (Durlak & Lipsey, 1991). Het aanvankelijke uitgangspunt was om de huidige meta-analyse te richten op de doelgroep delinquente jongeren. Echter, het aantal beschikbare studies betreffende deze doelgroep was te beperkt voor een meta-analyse. Om deze reden is er voor een bredere doelgroep gekozen, namelijk jongeren met ernstig probleemgedrag. In de huidige studie wordt hieronder verstaan dat er bij jongere sprake is van één of meer van de volgende kenmerken: (seksueel) delinquent gedrag, problematisch middelengebruik,
gedragsproblemen in de vorm van antisociaal of agressief gedrag en/of de diagnose Conduct Disorder of Oppositional Defiant Disorder. Deze keuze is gebaseerd op het gegeven dat gezinsgerichte interventies vaak worden ingezet bij jongeren met deze kenmerken gezien er veelal sprake is van comorbiditeit of een samenhang van verschillende problemen omtrent het gedrag (Henggeler & Schaeffer, 2010; Rigter, 2013; Van der Laan, Slotboom & Stams, 2010). Bovendien lijkt er sprake te zijn van conceptuele overlap. Zo behoren delinquente
gedragingen namelijk tot één van de symptomen van een gedragsstoornis, oftewel Conduct Disorder (Foolen, Ince, De Baat & Daamen, 2013; Kogel, 2008; American Psychiatric Association, Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, 4th ed, 2000).
Tot slot zou er gesteld kunnen worden dat er nog onvoldoende bekend lijkt te zijn of gezinsfactoren daadwerkelijk beïnvloed kunnen worden door middel van interventies bij
jongeren met ernstig probleemgedrag. Om deze reden zal in dit onderzoek de volgende vraag centraal staan: wat is het effect van gezinsgerichte interventies op de mate van verandering in dynamische gezinsfactoren binnen gezinnen van jongeren met ernstig probleemgedrag? Aan de hand van een multilevel meta-analyse zal onderzocht worden in hoeverre er verandering van gezinsfactoren mogelijk is door middel van gezinsgerichte interventies.
Methode Dataverzameling
Er zijn verschillende methoden gebruikt voor de verzameling van relevante studies voor deze meta-analyse. Er is gezocht naar zowel Engelstalige als Nederlandstalige artikelen vanaf het jaar 2000. In de eerste plaats zijn er zeven digitale databases geraadpleegd, namelijk Science Direct, Web of Knowledge, Google Scholar, EBSCOHost, Sociological Abstracts, Wiley en OvidSP. De databases zijn voornamelijk in het Engels waardoor er uitsluitend gebruik is gemaakt van Engelse zoektermen. De zoekmethode bevatte een combinatie van de volgende termen: juvenile, adolescent, young, youth, delinquent, criminal, offenders, treatment, intervention, program, therapy, effect, efficacy, outcome, trial, experiment, family en parenting. Naast de digitale databases is er gebruik gemaakt van de sneeuwbalmethode. Dit houdt in dat er werd gezocht naar relevante studies binnen de referentie-paragrafen van gevonden artikelen en reviews. Tot slot zijn ontwikkelaars van verschillende gezinsgerichte interventies in Nederland benaderd om (on)gepubliceerde studies op te vragen. Het
stroomdiagram (Figuur 1) geeft een overzicht van het aantal gevonden studies.
Inclusie-Criteria
Bij de beoordeling van de studies is een aantal criteria gehanteerd. Allereerst moesten de studies betrekking hebben op gezinsgerichte interventies waarbij minimaal één gezinsfactor tot de uitkomstmaat behoorde (1). Zoals eerder genoemd moest de doelgroep jongeren tussen de 11 en 18 jaar betreffen met één of meer van de volgende kenmerken: (seksueel) delinquent gedrag, problematisch middelengebruik, gedragsproblemen in de vorm van antisociaal of agressief gedrag en/of de diagnose Conduct Disorder of Oppositional Defiant Disorder (2). Bovendien moest er minimaal één controlegroep aanwezig zijn (3). Deze controlegroep kreeg een behandeling zoals gebruikelijk aangeboden of een behandeling waarbij het minimaal de bedoeling was om verandering te bewerkstelligen. Tevens moest er gebruik gemaakt zijn van random toewijzing aan de experimentele of controlegroep (4). Daarnaast moesten er zowel gegevens van de voor- als nameting of follow-up beschreven zijn (5).
Figuur 1. Stroomdiagram
Aan de hand van deze gegevens konden overall-effecten worden berekend voor zowel de effectgroottes waarbij de voormeting is meegenomen als effectgroottes waarbij er is
gecontroleerd voor de voormeting. Tot slot moesten de beschikbare statistische gegevens zich lenen voor een meta-analyse (6). Indien een onderzoek onvoldoende (statistische) informatie bevatte om een effectgrootte te kunnen berekenen, is de auteur van de studie benaderd om aanvullende informatie op te vragen. Wanneer studies gebaseerd waren op dezelfde
steekproef is ervoor gekozen om aan deze studies hetzelfde studienummer toe te wijzen. Op deze wijze ontstaat er bij de analyse geen overlap in gemeten effecten. De originele studie werd in dat geval aangevuld met relevante uitkomstmaten uit de statistisch afhankelijke studie. Tabel 1 (Bijlage A) laat een overzicht zien van de studies die in deze meta-analyse zijn opgenomen. Deze studies zijn in de referentielijst aangegeven met een asterisk.
Codering
Aan de hand van een coderingsschema (Bijlage B) werd elke studie beoordeeld op
karakteristieken van de steekproef, studiekenmerken, eigenschappen van de interventie en kenmerken van de publicatie.
Allereerst werden de volgende karakteristieken van de steekproef gecodeerd: leeftijd (11-18), sekse van de participanten (jongens, meisjes of beide), het percentage jongens,
etniciteit (Blank, Afro-Amerikaans, Latijns-Amerikaans, Indiaans, Aziatisch, Marokkaans, Surinaams, Antilliaans of Turks),sociaal economische status (laag: jaarlijks minder dan $15,000, gemiddeld: jaarlijks tussen $15,000 en $30,000, hoog: jaarlijks meer dan $30,000) en het land waar de meeste participanten vandaan kwamen (VS, Australië/Nieuw-Zeeland, Europa, Niet-westers of Canada). Vervolgens werd gecodeerd op welke doelgroep de studie gericht was, namelijk jongeren die (seksueel) delinquent gedrag vertonen, jongeren die problematisch middelen gebruiken of jongeren met gedragsproblemen of de diagnose Conduct Disorder of Oppositional Defiant Disorder.
Daarnaast werden de volgende studiekenmerken gecodeerd: het aantal participanten, het type meting (zelfrapportage, rapportage door ouder of therapeut of observatie), de tijd tussen de verschillende metingen (in maanden), de totale duur van de studie (in maanden) en het onderzoeksdesign (Randomized Controlled Trial, Randomized Effectiveness Trial of Randomized Clinical Trial). Tevens werd het percentage drop-out tijdens de interventie, het aantal participanten waarop de analyse gebaseerd is en het type statistische gegevens (M, SD, r, t, F of X²) gecodeerd.
Wat betreft de eigenschappen van de interventie werd gecodeerd welk type interventie er bij de experimentele groep (MDFT, MEI, MST, EBFT, FFT of BSFT) en bij de
controlegroep (Treatment As Usual of Peer Group Therapy) werd ingezet.
Tot slot zijn wat betreft de kenmerken van de publicatie het publicatiejaar, de publicatiestatus (gepubliceerd of ongepubliceerd), het type artikel (tijdschriftartikel,
boek/hoofdstuk uit een boek, thesis of promotie-onderzoek) en de impactfactor gecodeerd.
Data-Analyse
Aan de hand van de statistische gegevens van de afzonderlijke studies werden allereerst effectgroottes (Cohen’s d) berekend met behulp van het Effect Size Determination Program van Wilson (2001). Effectgroottes van d =.80, d =.50, en d =.20 betreffen respectievelijk grote, middelgrote en kleine effecten (Cohen, 1988). Deze effectgroottes zijn apart berekend voor de verschillende gezinsfactoren. Daarnaast is er voor elk meetmoment een afzonderlijke effectgrootte berekend. Indien een gezinsfactor werd geoperationaliseerd aan de hand van verschillende meetinstrumenten, werden op basis van de beschikbare gegevens verschillende effectgroottes per meetinstrument berekend. Er zijn overall-effecten berekend voor zowel de effectgroottes waarbij de voormeting is meegenomen als effectgroottes waarbij er is
gecontroleerd voor de voormeting. De gecontroleerde effectgroottes werden berekend door de effectgrootte behorend bij de voormeting af te trekken van de effectgrootte behorend bij de
nameting of follow-up. Door gebruik te maken van zowel de niet-gecontroleerde
effectgroottes als de gecontroleerde effectgroottes kon er worden nagegaan of het effect op de nameting, ondanks randomisatie, verschilt wanneer er wel of niet werd gecontroleerd voor eventuele verschillen op de voormeting.
Vanwege de diversiteit aan dynamische gezinsfactoren is ervoor gekozen om ter aanvulling op de gebruikelijke analyses deze factoren onder te verdelen in verschillende constructen, namelijk (opvoed)vaardigheden, emotionele verbondenheid en interacties. Het construct (opvoed)vaardigheden omvat alle gezinsfactoren die de (opvoed)vaardigheden van ouders betreffen, zoals monitoring en disciplinering. Het construct emotionele verbondenheid omvat alle gezinsfactoren die de emotionele verbondenheid tussen ouder en kind betreffen, zoals de mate van cohesie binnen het gezin of de kwaliteit van de relatie tussen ouder en kind. Het construct interacties omvat alle gezinsfactoren die de directe interacties tussen ouder en kind betreffen, zoals de mate van conflicten en communicatie tussen ouder en kind. Omdat er binnen deze constructen sprake zou kunnen zijn van verschillen in werking van mogelijke moderatoren is eveneens exploratief nagegaan of er een verschil was in modererende effecten tussen de verschillende constructen.
Gezien er meerdere effectgroottes per studie zijn gecodeerd, is er gekozen voor een meta-analyse met een 3-level-structuur om de drie typen varianties te kunnen modelleren. Het betreft hier de variantie van de geobserveerde effectgroottes rond de populatie-effectgroottes (niveau 1), de variantie tussen de populatie-effectgroottes van eenzelfde studie (niveau 2) en de variantie tussen de populatie-effectgroottes van studies (niveau 3).
Om vervolgens de statistische heterogeniteit tussen het totaal aantal effectgroottes (level 1) te berekenen, is er een heterogeniteitsanalyse uitgevoerd met behulp van de Q-toets (Hedges & Olkin, 1985). Wanneer de p-waarde als uitkomst van de Q-toets significant is, geeft dit aan dat de nulhypothese (= studies zijn statistisch homogeen) verworpen kan worden, oftewel er is sprake van heterogeniteit tussen de verschillende studies. Om de statistische heterogeniteit te meten van de effectgroottes binnen studies (level 2) en tussen studies (level 3), is er gebruikt gemaakt van twee log-likelihood-ratio-tests. Hierbij werd er een vergelijking gemaakt tussen de fit van het oorspronkelijke model waarin beide varianties geschat zijn (level 2 en 3), en de fit van een model waarbij de variantie op level 2 op nul wordt gezet en de variantie op level 3 wordt geschat. Aan de hand hiervan zou er bepaald kunnen worden of de variantie op level 2 significant afwijkt van 0. Er is sprake van significante variantie op level 2 wanneer de fit van het model zonder geschatte variantie op level 2 significant slechter is dan de fit van het model waarbij beide varianties worden geschat. Dit proces werd eveneens
uitgevoerd op level 3. Indien er sprake is van heterogeniteit zouden de verschillen in effectgroottes mogelijk (deels) verklaard kunnen worden door studie- of
steekproefkenmerken. In dat geval is het zinvol om moderatoranalyses uit te voeren. De continue moderatoren werden gecentreerd rond het gemiddelde en voor alle discrete
moderatoren zijn dichotome dummyvariabelen gemaakt. Moderatoranalyses werden allereerst uitgevoerd op basis van een univariaat model om te onderzoeken welke moderatoren
significant bleken te zijn. Aan een univariaat model wordt slechts één predictor toegevoegd. Indien er meerdere moderatoren een significant effect bleken te hebben, werden deze toegevoegd aan een multivariaat model om het unieke effect van de moderator te kunnen bepalen.
File-Drawer Analyse
Het is algemeen bekend dat studies waarbij negatieve of niet significante resultaten zijn gerapporteerd minder kans hebben om gepubliceerd te worden dan studies met positieve en significante resultaten, ook wel publicatie bias genoemd (Bijleveld, 2013). Er zijn tevens studies die zich binnen het zogenaamde ‘grijze circuit’ bevinden. Dit betekent dat er studies zijn die niet via digitale zoekmachines zijn te vinden of in wetenschappelijke tijdschriften staan. De gepubliceerde studies zouden op basis hiervan mogelijk geen goede afspiegeling kunnen vormen van alle relevante studies met betrekking tot het onderzochte onderwerp. Dit probleem wordt ook wel het ‘file-drawer problem’ genoemd. Om te onderzoeken of er sprake is van bias is er allereerst een funnelplot geschetst. Dit is een grafiek waarin de
steekproefgrootte op de Y-as wordt gezet en de effectgrootte op de X-as. Wanneer de verschillende effectgroottes zich voordoen als een funnel, oftewel de vorm van een omgekeerde trechter, is er geen sprake van publicatie bias. De kleinere studies (met
een breder betrouwbaarheidsinterval) zullen in dit geval beneden liggen en de grotere studies (met een smaller betrouwbaarheidsinterval) zullen in de top gelegen zijn. Wanneer de trechter asymmetrisch is, zou dit mogelijk een aanwijzing kunnen zijn voor publicatie bias. Aan de hand van een funnelplot lijkt het mogelijk te zijn om de aanwezigheid van publicatie bias te bepalen. Met betrekking tot de huidige meta-analyse zou er gesteld kunnen worden dat er een vergrote kans is op publicatiebias gezien het zoeken van ongepubliceerde studies buiten het bereik van dit scriptieonderzoek lag. In dit geval is er niet voor gekozen om de mogelijk missende effecten te imputeren, maar heeft het funnelplot gediend om een indicatie te geven van de mogelijke publicatiebias en zodoende inzicht te geven in de mate waarmee de
Resultaten Beschrijvende Statistiek
De beschreven meta-analyse is uitgevoerd over 16 studies naar het effect van gezinsgerichte interventies op de mate van verandering in dynamische gezinsfactoren binnen gezinnen van jongeren met gedragsproblemen. Tabel 1 (Bijlage A) geeft een overzicht van de geïncludeerde studies. Studies die gebaseerd zijn op dezelfde steekproef zijn in de tabel te herkennen aan een voetnoot (1, 2). In totaal namen er N = 2.479 participanten deel, variërend van n = 48
(Borduin, Schaeffer & Heiblum, 2009) tot n = 480 (Robbins et al., 2011). De gemiddelde leeftijd van de deelnemers was 15 jaar (SD = 0.71; range = 13.7 – 16.3). De studies zijn gepubliceerd tussen 2001 en 2014.
De gemiddelde effectgrootte van gezinsgerichte interventies op de mate van
verandering in dynamische gezinsfactoren was d = 0.154 (95% betrouwbaarheidsinterval: -0.065 < d > 0.243, p < 0.001), wat duidt op een zeer klein, positief effect (Cohen, 1988). Om de statistische heterogeniteit op verschillende niveaus te kunnen toetsen, zijn er
heterogeniteitstoetsen uitgevoerd. Allereerst liet de totale effectgrootte een heterogeen beeld zien (level 1), Q(110) = 270.363, p < 0.001. Dit houdt in dat er sprake is van significante variantie tussen alle effectgroottes van de geïncludeerde studies. Om de heterogeniteit op level 2 en 3 te kunnen meten, zijn er twee log-likelihood-ratio-tests uitgevoerd. De variantie binnen studies (level 2) bleek significant (χ2(1) =25.6436, p < 0.001) te zijn. Daarnaast bleek de variantie tussen studies (level 3) eveneens significant (χ2(1) = 4.8134, p < 0.0282) te zijn. Vervolgens is er vastgesteld hoe de totale variantie was verdeeld over de drie niveaus van het meta-analytische model. Ongeveer 35.9% van de variantie was toe te schrijven aan de
variantie van de totale effectgroottes (level 1). De formules van Cheung (2014) zijn toegepast om te bepalen hoeveel variantie werd toegeschreven aan verschillen op niveau 2 en 3. Hieruit volgt dat 47.7 % was toe te schrijven aan de variantie binnen studies (level 2) en 16.4% was toe te schrijven aan de variantie tussen studies (level 3). Om deze variantie te kunnen
verklaren zijn er moderatoranalyses uitgevoerd over de continue en categorische moderatoren. Bij het uitvoeren van de moderator-analyses werd de variabele met het hoogste aantal
effectgroottes uit het model weggelaten, waardoor deze fungeert als referentiecategorie (RC).
Moderator-Analyses op basis van Niet-Gecontroleerde Effectgroottes
In tabel 4(Bijlage A) zijn de resultaten van de moderator-analyses verwerkt die gebaseerd zijn op effectgroottes waarbij niet is gecontroleerd voor de voormeting. Het betreft hier dus
significant te zijn (d = -0.084; p = 0.326).
Allereerst zijn er moderator-analyses uitgevoerd op basis van een univariaat model waarbij de verschillende moderatoren afzonderlijk zijn toegevoegd. Hieruit bleek het moment van afname van de instrumenten, oftewel het meetmoment (voormeting, nameting of follow-up), een significant resultaat te hebben (F(2, 168) = 8.782; p < 0.001). De nameting bleek een zeer klein, positief effect te hebben (d = 0.159; p < 0.001). Ondanks een kleine afname, lijkt dit positieve effect stand te houden tijdens de follow-up meting(en) (d = 0.143; p = 0.003). Tevens bleek het type construct waarbinnen de verschillende gezinsfactoren werden ingedeeld (opvoedvaardigheden, emotionele verbondenheid en interacties) een significant resultaat te hebben (F(2.168) = 9.273; p < 0.001). Interacties (d = -0.084; p = 0.082) en
(opvoed)vaardigheden (d = 0.003; p = 0.974) bleken geen significant effect te hebben. Het construct emotionele verbondenheid bleek een klein, positief effect te hebben (p = 0.145; d =
0.007).
Om te bepalen wat het unieke effect is van deze moderatoren, zijn er vervolgens moderator-analyses uitgevoerd op basis van een multivariaat model. Aan een multivariaat model worden alle moderatoren toegevoegd die volgens het univariaat model een significant resultaat bleken te hebben. Uit het multivariaat model kwamen voor de nameting (d = 0.152; p = < 0.001) en de follow-up metingen (d = 0.139; p = 0.001) eveneens kleine, positieve effecten naar voren. Het construct emotionele verbondenheid bleek in dit geval ook een klein, positief effect te hebben (d = 0.146; p = 0.004). Overige moderatoren bleken geen significante resultaten te hebben.
Moderator-analyses op basis van gecontroleerde effectgroottes
In tabel 5 (Bijlage A) zijn de resultaten van de moderator-analyses verwerkt die gebaseerd zijn op effectgroottes waarbij is gecontroleerd voor de voormeting. Hierbij werd de effectgrootte behorend bij de voormeting afgetrokken van de effectgrootte behorend bij de nameting of follow-up. Aan de hand hiervan kan het interventie-effect worden afgeleid. Hieruit bleek een overall-effect van d = 0.154 (p < 0.001), wat duidt op een zeer klein effect (Cohen, 1988).
Allereerst werden de moderatoren toegevoegd aan een univariaat model. Het type construct waarbinnen de verschillende gezinsfactoren werden ingedeeld bleek op basis van de effectgroottes die gecontroleerd zijn voor de voormeting niet significant te zijn (F(2, 108) = 0.264; p = 0.768). Dit verschilt van het significante resultaat van het construct emotionele verbondenheid uit de voorgaande analyse die gebaseerd was op effectgroottes die niet
gecontroleerd zijn voor de voormeting. Het effect in de voorgaande analyses op het construct emotionele verbondenheid lijkt in dit geval dus verklaard te kunnen worden doordat er sprake was van verschillen op de voormeting. Daarnaast bleek het type interventie dat werd
aangeboden aan de experimentele groep een significant effect te hebben (F(5, 105) = 12.225; p < 0.001 ). Dit werd echter volledig verklaard door slechts één type interventie: Multifamily Educational Intervention (MEI) bleek een zeer groot negatief effect te hebben (d = -1.249; p = < 0.001). Hierbij dient aangetekend te worden dat er met betrekking tot deze interventie slechts 3 effectgroottes bekend waren, allen afkomstig uit eenzelfde studie, in tegenstelling tot minstens 11 effectgroottes voor elk van de andere type interventies. Wanneer de effecten met betrekking tot MEI uit de data werden weggelaten, was er geen sprake van een significant effect voor het type interventie. Tussen de overige interventies bleek geen significant verschil te zijn. Dit resultaat zal om deze reden met grote voorzichtigheid geïnterpreteerd moeten worden.
Op basis van de effectgroottes die gecontroleerd zijn voor de voormeting was het niet mogelijk om verdere analyses uit te voeren in de vorm van een multivariaat model gezien er slechts één moderator (interventie experimentele groep) aanwezig was met een significant effect.
Exploratief onderzoek
Zoals eerder genoemd is er vanwege de diversiteit aan dynamische gezinsfactoren voor gekozen om ter aanvulling op de gebruikelijke analyses deze factoren onder te verdelen in verschillende constructen, namelijk (opvoed)vaardigheden, emotionele verbondenheid en interacties. Uit de moderator-analyses op basis van effectgroottes die niet waren gecontroleerd voor de voormeting, kwam het type construct als significante moderator naar voren (F(2.168) = 9.273; p < 0.001). Na het controleren voor de voormeting bleek dit echter niet meer het geval te zijn (F(2, 108) = 0.264; p = 0.768).Omdat het toch mogelijk is dat er binnen deze constructen sprake is van verschillen in werking van mogelijke moderatoren is eveneens exploratief nagegaan of er een verschil was in modererende effecten tussen de verschillende constructen. In tabel 2 zijn de resultaten van de gemiddelde effectgroottes per construct verwerkt. In tabel 3 zijn de resultaten verwerkt van de heterogeniteitstoetsen en de verdeling in variante per level voor de verschillende constructen.
Opvoedvaardigheden.
Niet-gecontroleerde effectgroottes. In tabel 6 zijn de resultaten van de
moderator-analyses van het construct (opvoed)vaardigheden verwerkt. Allereerst zijn er moderator-analyses uitgevoerd op basis van effectgroottes waarbij niet is gecontroleerd voor de voormeting. Het betreft hier dus effectgroottes van zowel de voormeting, nameting als follow-up. Het overall-effect bleek niet significant te zijn (d = 0.055; p = 0.175).
Alleen het meetmoment bleek als significante moderator naar voren te komen (F(2, 61) = 3.768; p = 0.029). De nameting bleek een zeer klein, positief effect te hebben (d = 0.117; p = 0.012).
Overige moderatoren bleken geen significant effect te hebben waardoor het niet mogelijk was om analyses uit te voeren op basis van een multivariaat model.
Gecontroleerde effectgroottes. In tabel 6 zijn tevens de resultaten verwerkt van de
resultaten van de moderator-analyses voor het construct (opvoed)vaardigheden op basis van effectgroottes waarbij is gecontroleerd voor de voormeting. In vergelijking met de
voorgaande analyse, waarbij niet werd gecontroleerd voor de voormeting, bleek het overall-effect in dit geval significant te zijn (d = 0.119; p = 0.001). Dit is overeenkomstig het moderatoreffect van het meetmoment uit de vorige analyse. Dit duidt op een zeer klein, positief effect (Cohen, 1988).
De moderator-analyses zijn uitgevoerd op basis van een univariaat model waarbij de verschillende moderatoren afzonderlijk zijn toegevoegd. Hieruit kwam het type interventie dat de controlegroep (TAU of groepstherapie) kreeg toegewezen als significante moderator naar voren (F(1, 39) = 6.375; p = 0.016). Als de controlegroep treatment as usual had ontvangen, was er sprake van een klein positief effect (d = 0.107; p = 0.002). Het effect, wanneer vergeleken werd met groepstherapie, was nadrukkelijk groter (d = 0.634; p = 0.016), maar hierbij moet aangetekend worden dat dit resultaat op slechts één effectgrootte is gebaseerd. In dit enkele geval bleek het effect van gezinstherapie ten opzichte van groepstherapie dus groter te zijn dan het gemiddelde effect bij vergelijking met TAU, maar over verschillen met
groepstherapie in het algemeen valt op basis van één effectgrootte niets te zeggen.
Overige moderatoren bleken geen significante resultaten te hebben waardoor het niet mogelijk was om analyses op basis van een multivariaat model uit te voeren.
Emotionele Verbondenheid.
Niet-gecontroleerde effectgroottes. In tabel 7 zijn de resultaten verwerkt van de
uitgevoerd op basis van effectgroottes waarbij niet is gecontroleerd voor de voormeting. Het betreft hier dus effectgroottes van zowel de voormeting, nameting als follow-up. Hieruit bleek een overall-effect van d = 0.111 (p = 0.002), wat duidt op een zeer klein effect (Cohen, 1988).
Uit de moderator-analyses kwamen geen significante moderatoren naar voren. Opvallend is dat het meetmoment op basis van niet-gecontroleerde effectgroottes bij dit construct geen significante moderator bleek te zijn. Zoals al uit voorgaande analyses is gebleken, lijkt er bij dit construct mogelijk sprake te zijn van verschillen op voormeting. De verschillen op voormeting zouden tevens gedeeltelijk een verklaring kunnen zijn voor het gevonden overall-effect.
Gecontroleerde effectgroottes. In tabel 7 zijn tevens de resultaten verwerkt van de
moderator-analyses voor het construct emotionele verbondenheid op basis van effectgroottes waarbij is gecontroleerd voor de voormeting. Hieruit kwam een overall-effect van d = 0.220 ( p = 0.029) naar voren, wat duidt op een klein positief effect.
Er zijn moderator-analyses uitgevoerd op basis van een univariaat model waarbij de verschillende moderatoren afzonderlijk zijn toegevoegd. Hieruit kwam het type interventie dat de controlegroep (TAU of groepstherapie) kreeg aangeboden als significante moderator naar voren (F(1, 19) = 14.867; p = 0.001). Indien de controlegroep de interventie groepstherapie kreeg toegewezen, bleek het effect ook hier groter te zijn dan wanneer de controlegroep treatment as usual had ontvangen (d = 0.461; p = 0.001). Hierbij dient genoemd te worden dat deze analyse gebaseerd is op slechts 4 effectgroottes, afkomstig uit 3 studies. Daarnaast bleek publicatiejaar een significante moderator te zijn (F(1, 19) = 9.647; p = 0.006). Studies die voor 2008 zijn gepubliceerd bleken een klein positief effect te hebben (d = 0.367; p = 0.006). Ook deze analyse is gebaseerd op slechts 4 effectgroottes, afkomstig uit 3 studies.
Daarnaast is aan de hand van een multivariaat model bepaald wat het unieke effect was van de genoemde significante moderatoren (F(2, 18) = 7.595; p = 0.004). Groepstherapie bleek in dit model eveneens een klein effect te hebben (d = 0.394; p = 0.030), terwijl
publicatiejaar geen significant effect meer bleek te hebben (d = 0.094; p = 0.0.577).
Interacties.
Niet-gecontroleerde effectgroottes. In tabel 8 zijn de resultaten verwerkt van de
moderator-analyses van het construct interacties. Het overall-effect van de niet-gecontroleerde effectgroottes bleek niet significant te zijn (d = -0.082; p = 0.772).
Allereerst zijn er moderator-analyses uitgevoerd op basis van een univariaat model waarbij de verschillende moderatoren afzonderlijk zijn toegevoegd. Hieruit kwam het
meetmoment als significante moderator naar voren (F(2, 58) = 4.933; p = 0.011). De nameting bleek een klein, positief effect te hebben (d = 0.185; p = 0.035). Dit effect leek bovendien toe te nemen tijdens de follow-up meting (d = 0.276; p = 0.004).
Overige moderatoren bleken geen significante resultaten te hebben waardoor het niet mogelijk was om analyses op basis van een multivariaat model uit te voeren.
Gecontroleerde effectgroottes. In tabel 8 zijn tevens de resultaten verwerkt van de
moderator-analyses voor het construct interacties op basis van effectgroottes waarbij is gecontroleerd voor de voormeting. In vergelijking met de voorgaande analyse, waarbij niet werd gecontroleerd voor de voormeting, bleek er in dit geval sprake te zijn van een klein, positief overall-effect (d = 0.201; p = 0.008). Dit is overeenkomstig het moderatoreffect van het meetmoment uit de voorgaande analyse.
Er zijn moderator-analyses uitgevoerd op basis van een univariaat model waarbij de verschillende moderatoren afzonderlijk zijn toegevoegd. Hieruit kwam het type interventie dat de experimentele groep kreeg aangeboden als significante moderator naar voren (F(5, 36) = 13.919; p < 0.001). Dit resultaat werd al eerder gevonden in het model waarbij de analyses zijn uitgevoerd over de totale effectgroottes waarbij werd gecontroleerd voor de voormeting (Tabel 5). Zoals eerder genoemd werd dit resultaat volledig verklaard door één type
interventie: Multifamily Educational Intervention (MEI) bleek een zeer groot negatief effect te hebben (d = -1.469; p = < 0.001). Hierbij dient wederom aangetekend te worden dat er met betrekking tot deze interventie slechts 3 effectgroottes bekend waren, allen afkomstig uit eenzelfde studie, in tegenstelling tot tenminste 11 effectgroottes voor elk van de andere type interventies. Dit resultaat zal om deze reden met grote voorzichtigheid geïnterpreteerd moeten worden. Bij de twee andere constructen, opvoedvaardigheden en emotionele verbondenheid, werd dit resultaat niet gevonden gezien de factoren betreffende deze constructen aan de hand van dit type interventie niet werden gemeten.
Overige moderatoren bleken geen significante resultaten te hebben waardoor het niet mogelijk was om analyses op basis van een multivariaat model uit te voeren.
Funnelplot
Er dient opgemerkt te worden dat er op basis van het funnelplot (Figuur 2) mogelijk sprake lijkt te zijn van publicatiebias. Hieruit komt namelijk naar voren dat er vrijwel alleen studies lijken te ontbreken met een negatief of niet-significant effect waardoor de geïncludeerde studies geen goede afspiegeling vormen van het aantal relevante studies met betrekking tot het onderzochte onderwerp. Aan de linkerzijde van de figuur lijken 30 studies met een negatief
effect te ontbreken. Om deze reden dienen de gevonden resultaten met grote voorzichtigheid geïnterpreteerd te worden.
Figuur 2. Funnelplot
Discussie
Het doel van deze studie was om door middel van een multilevel meta-analyse te onderzoeken wat het effect is van gezinsgerichte interventies op de mate van verandering in dynamische gezinsfactoren binnen gezinnen van jongeren met ernstig probleemgedrag. Uit de resultaten van deze meta-analyse is naar voren gekomen dat er op basis van effectgroottes, waarbij gecontroleerd is voor de voormeting, sprake lijkt te zijn van een klein positief effect (d = 0.154). Het lijkt er dus op dat er door middel van gezinsgerichte interventies een kleine, positieve verbetering optreedt in dynamische gezinsfactoren binnen gezinnen van jongeren met ernstig probleemgedrag. Dit effect leek grotendeels blijvend gedurende de follow-up metingen (d = 0.139). Wat betreft de verbetering in dynamische gezinsfactoren lijkt er weinig verschil te zijn in factoren op het gebied van opvoedvaardigheden (d = 0.119), emotionele
verbondenheid (d = 0.220) en interacties (d = 0.201). Het effect op opvoedvaardigheden was in vergelijking met de andere constructen kleiner, maar dit bleek niet statistisch significant te zijn. Het kan als positief worden beschouwd dat er zowel voor het overall-effect als voor de verschillende constructen effecten zijn gevonden. Mogelijk zijn dynamische gezinsfactoren binnen gezinsgerichte interventies belangrijke intermediërende factoren die uiteindelijk ernstig probleemgedrag dienen te reduceren.
Gezien er sprake was van heterogeniteit op drie niveaus is er getracht om de variantie te verklaren met behulp van moderator-analyses. Echter, de in dit onderzoek geïncludeerde moderatoren bleken niet voldoende te zijn om de volledige variantie te kunnen verklaren. In de gevallen dat er sprake was van significante moderatoren, was er veelal ook sprake van belangrijke kanttekeningen. Uit een aantal analyses is bijvoorbeeld naar voren gekomen dat het type interventie van de experimentele groep een significant effect bleek te hebben. Dit zou kunnen betekenen dat de mate van verandering in dynamische gezinsfactoren deels beïnvloed zou kunnen worden door het type interventie dat de experimentele groep kreeg toegewezen. Dit effect kwam uitsluitend naar voren indien de analyse gebaseerd was op gecontroleerde effectgroottes. Echter, dit effect bleek door één type interventie verklaard te worden die slechts in één studie voorkwam, namelijk Multifamily Educational Intervention (MEI). MEI bleek een zeer groot, negatief effect te hebben (d = -1.249). Om dit effect te verklaren is dit type interventie nader bekeken. Mogelijk kan het negatieve effect van MEI, zeker ten opzichte van de andere gezinsinterventievormen, allereerst verklaard worden doordat MEI zowel bij het NJI, de Erkenningscommissie Gedragsinterventies Justitie als Blueprints niet tot de erkende interventies lijkt te behoren. Mogelijk is deze interventie nog niet beoordeeld of vooralsnog niet voldoende theoretisch onderbouwd of effectief bevonden (Van Dale, Zwikker, Dunnink, Bisseling & Rensen, 2013). Daarnaast is MEI, in tegenstelling tot de andere geïncludeerde gezinsinterventies, een interventie die in groepsverband wordt gegeven. Dit houdt in dat er meerdere families tegelijkertijd in de sessies worden betrokken (Liddle, 2001). Mogelijk kan er door deze aanpak onvoldoende worden ingespeeld op de specifieke behoeften en mogelijkheden van de cliënt (Van Yperen, Booy & Van der Veldt, 2003). Tussen de overige interventies van de experimentele groep bleken geen significante verschillen te zijn.
Zoals eerder genoemd zijn er uit exploratief onderzoek naar mogelijke verschillen tussen constructen (opvoedvaardigheden, emotionele verbondenheid en interacties) geen opvallende resultaten naar voren gekomen. Echter, wanneer de effecten tussen de niet-gecontroleerde en de niet-gecontroleerde effectgroottes per construct nader werden bekeken,
bleken er wel verschillen te bestaan. Zo lijkt het effect van het construct interacties op de nameting (d = 0.185) toe te nemen wanneer er wordt gecontroleerd voor de voormeting (d = 0.201). Het effect van het construct emotionele verbondenheid op de nameting (d = 0.174) lijkt eveneens toe te nemen wanneer er wordt gecontroleerd voor de voormeting (d = 0.220). Bij het construct opvoedvaardigheden lijkt het effect op de nameting (d = 0.177) af te nemen wanneer er wordt gecontroleerd voor de voormeting (d = 0.119). Ondanks dat het kleine verschillen betreft, lijken verschillen op de voormeting invloed te hebben op het effect. Daarnaast is uit de resultaten van deze meta-analyse gebleken dat er uitsluitend significante moderatoren, anders dan het meetmoment, naar voren kwamen wanneer de analyse gebaseerd was op gecontroleerde effectgroottes. Het meetmoment bleek, behalve bij het construct emotionele verbondenheid, in alle gevallen als significante moderator naar voren te komen. Dit moderatoreffect van het meetmoment leek dan ook overeenkomstig te zijn met de overall-effecten van de analyses die gebaseerd waren op gecontroleerde effectgroottes. Ondanks dat er gebruik is gemaakt van gerandomiseerde studies, lijken verschillen in voormeting dus invloed te hebben op het effect. Dit toont eveneens het belang aan van gecontroleerde effectgroottes.
Zoals eerder genoemd bleken de geïncludeerde moderatoren niet voldoende te zijn om de volledige variantie in dit onderzoek te kunnen verklaren. Mogelijk zou een uitbreiding van de te onderzoeken moderatoren kunnen bijdragen aan het verklaren van de variantie,
bijvoorbeeld de duur van de interventie en de betrokkenheid van de onderzoekers bij de interventie. Een soortgelijke studie van Van der Stouwe, Asscher, Stams, Deković en Van der Laan (2014) naar de effectiviteit van MST heeft zich wel gericht op deze moderatoren. De duur van de interventie en de afhankelijkheid van de onderzoekers kwamen als significante moderatoren naar voren wanneer de uitkomstmaat delinquente betrof. Echter, wanneer de uitkomstmaat gezinsfactoren betrof bleken deze moderatoren geen significant resultaat meer te hebben. Daarnaast zou leeftijd mogelijk als moderator kunnen bijdragen aan het verklaren van de variantie wanneer er specifieker onderscheid wordt gemaakt in verschillende
leeftijdscategorieën. Het onderzoek van Van der Put, Deković, Stams, Hoeve en Van der Laan (2012) is een voorbeeld van een studie waarbij onderscheid is gemaakt in verschillende
leeftijdscategorieën. Uit dit onderzoek is onder andere gebleken dat dynamische risicofactoren binnen het domein gezin, in vergelijking met domeinen als school en vrienden, bij jongeren op 12-jarige leeftijd het meest van belang lijkt zijn bij het voorspellen van recidive. Vanaf 13-jarige leeftijd neemt deze invloed af en lijkt het domein vrienden het meest belangrijk. In de
huidige meta-analyse was de spreiding in leeftijd te gering om meer specifiek dan uitsluitend de leeftijdscategorieën jonger dan 15 jaar of ouder dan 15 jaar te onderzoeken.
Dit onderzoek van Van der Put en collega’s (2012) is tevens een voorbeeld van een studie waarbij meerdere domeinen zijn onderzocht. Het gezin vormt namelijk binnen de meeste interventies een onderdeel van een multimodale aanpak die zich richt op de
verandering van factoren binnen verschillende systemen waarin de jongeren zich bevinden. Dit sluit aan op de eerder genoemde theorie van Bronfenbrenner (1979) die er vanuit gaat dat de instandhouding van gedragsproblemen voortkomt uit interacties van jongeren binnen verschillende systemen, zoals het gezin, de buurt en de school. Op basis hiervan zou gesteld kunnen worden dat een verbetering in factoren binnen de afzonderlijke systemen mogelijk niet voldoende verandering teweegbrengen om een afname in gedragsproblemen te
bewerkstelligen. De verbetering in een combinatie van factoren binnen meerdere
leefgebieden, zoals het gezin, de school en de buurt, zou mogelijk wel tot een afname in gedragsproblematiek kunnen leiden. In vervolgonderzoek zouden de uitkomsten op andere domeinen dus ook onderzocht dienen te worden, bijvoorbeeld door na te gaan in hoeverre multisysteeminterventies een effect hebben op de verandering in dynamische factoren binnen de verschillende domeinen. Daarnaast zou een suggestie voor interventieonderzoek in het algemeen kunnen zijn dat zowel de verandering in dynamische factoren als in uiteindelijke gedragsverandering wordt vastgesteld. Vooralsnog wordt er in onderzoek betrekkelijk vaak gebruik gemaakt van slechts één van de twee benaderingen.
Uit eerder onderzoek is namelijk reeds naar voren gekomen dat de verandering in dynamische gezinsfactoren lijkt samen te hangen met gedragsverandering van de jongere (Deković, Asscher, Manders, Prins & Van der Laan, 2012). Een verbetering in
opvoedvaardigheden van ouders leek samen te hangen met het uiteindelijke behandeldoel van de meeste interventies, namelijk een afname in gedragsproblematiek van jongeren. Of de mate van verandering die uit de resultaten van deze meta-analyse naar voren zijn gekomen, voldoet aan de beoogde verandering en daarmee resulteert in het uiteindelijke behandeldoel zal vervolgonderzoek moeten uitwijzen. Het aantal studies dat zich hiervoor leent is mogelijk pas in de toekomst groot genoeg om hier aan de hand van meta-analytische resultaten robuuste uitspraken over te kunnen doen. Om in het vervolg vast te kunnen stellen of het behandeldoel door middel van de verandering in factoren voldoende is behaald, zou er bij zowel de
voormeting, nameting en follow-up gebruik kunnen worden gemaakt van genormeerde meetinstrumenten. Een voorbeeld hiervan is de Child Behavior Checklist (CBCL), een diagnostisch instrument om probleemgedrag en vaardigheden van kinderen en jeugdigen op
gestandaardiseerde wijze te kwantificeren (Achenbach, 1991). Indien uit de resultaten blijkt dat het gedrag van de jongere zich na de interventie niet meer binnen het grensgebied of klinisch gebied bevindt, zou er gesteld kunnen worden dat de verandering voldoende is
geweest om het uiteindelijke behandeldoel te behalen (Verhulst, Van der Ende & Koot, 1996). Er wordt verwacht dat de kleine positieve verbetering in dynamische gezinsfactoren, die door middel van gezinsgerichte interventies lijkt te worden bewerkstelligd, niet voldoende is om daadwerkelijk een afname in gedragsproblematiek te kunnen realiseren. Dit wordt onder andere verwacht gezien de bestaande twijfels over de invloed van het domein gezin op met name oudere jongeren (Van der Put et al., 2012). De invloed van ouders lijkt na het 12e jaar af te nemen, terwijl bijvoorbeeld het domein vrienden in belang lijkt toe te nemen. Bovendien is er in de huidige meta-analyse niet gecontroleerd voor de eerdergenoemde statistische
risicofactoren die onveranderbaar zijn, maar mogelijk wel van invloed kunnen zijn op het proces van gedragsverandering. Dit zou vervolgonderzoek moeten uitwijzen.
Beperkingen
Er dienen bij de bevindingen van dit onderzoek enkele kritische noten te worden geplaatst. Ten eerste kan uit het funnelplot worden afgeleid dat er mogelijk sprake zou kunnen zijn van publicatiebias: op basis van de verdeling van effectgroottes lijkt het erop dat er vooral studies missen met niet-significante of negatieve effecten. In dat geval zouden de geïncludeerde studies geen goede afspiegeling kunnen vormen van het aantal relevante studies met
betrekking tot het onderzochte onderwerp. Om deze reden dienen de gevonden resultaten met grote voorzichtigheid geïnterpreteerd te worden: het gevonden kleine positieve effect zou mogelijk tot geen effect gereduceerd kunnen worden als ook niet gepubliceerde studies in dit onderzoek waren betrokken. Wat betreft het gebruik van het funnelplot dient opgemerkt te worden dat er, zoals bij elke methode, beperkingen en nadelen zijn. Zo vermelden Nakagawa en Santos (2012) dat deze methode aanvankelijk is ontworpen voor meta-analyses waarbij de onafhankelijkheid van de effectgroottes kan worden aangenomen. Daarnaast lijkt het gebruik van het funnelplot een verminderde werking te kunnen hebben wanneer de effectgroottes van het onderzoek heterogeen blijken te zijn (Peters, Sutton, Jones, Abrams & Rushton, 2007; Terrin, Schmid, Lau & Olkin, 2003). Dit zou mogelijk het geval kunnen zijn in de huidige meta-analyse gezien er sprake blijkt te zijn van heterogeniteit van de effectgroottes.
Tevens heeft het relatief kleine aantal geïncludeerde studies tot gevolg dat de power wordt beperkt. Hierdoor zou de mogelijkheid tot het vinden van eventuele verschillen af kunnen nemen.
Daarnaast wordt de kwaliteit van een meta-analyse gedeeltelijk bepaald door de kwaliteit van de geïncludeerde studies (Opstelten & Scholten, 2014). Het coderen van de moderatoren en het berekenen van de effectgroottes werd in een aantal gevallen bemoeilijkt doordat er onduidelijkheid bestond wat betreft de rapportage van bepaalde steekproef- of studiekenmerken. Het aantal participanten op een bepaald meetmoment werd in sommige studies niet expliciet of onduidelijk gerapporteerd. In dit geval zijn de berekeningen van de effectgroottes gemaakt op basis van schattingen of het totaal aantal participanten bij de voormeting.
Bovendien was er bij een tweetal studies (Liddle et al., 2001; Liddle, Rowe, Dakof, Ungaro & Henderson, 2004) sprake van grote verschillen op de voormeting, ondanks dat er gebruik werd gemaakt van random toewijzing aan de experimentele groep en de
controlegroep. Indien hier geen rekening mee zou worden gehouden bij de analyses, zouden de resultaten een onjuiste afspiegeling kunnen vormen van het daadwerkelijke effect van de interventie. Om deze reden is er in de huidige meta-analyse gebruik gemaakt van
gecontroleerde effectgroottes waarbij gecontroleerd werd voor verschillen op de voormeting om zodoende het interventie-effect te kunnen bepalen.
Implicaties voor de Praktijk
Allereerst is uit de resultaten van deze meta-analyse naar voren gekomen dat er, behalve MEI, weinig verschillen lijken te zijn tussen de typen interventies. Dit zou mogelijk verklaard kunnen worden door het gegeven dat de interventies uitgaan van eenzelfde aanpak, namelijk het verkleinen van dynamische risicofactoren binnen het gezin en het versterken van
promotieve factoren met als doel de kans op herhaling van ernstig probleemgedrag te verkleinen (Lodewijks, 2007). Hierbij wordt er veelal ingezet op bepaalde gezinsfactoren, namelijk monitoring en communicatie (Dishion & McMahon, 1998; Hayslett-Mccall & Bernard, 2002; Patterson & Stouthamer-Loeber, 1984). Op basis hiervan ontstaat de vraag of het voor het resultaat van de interventie verschil maakt welk type interventie er wordt ingezet. De verschillende typen interventies zijn ieder vrij gestructureerd en worden uitgevoerd op basis van behandelprincipes en -methoden beschreven in een protocol, oftewel de specifiek werkzame factoren van de interventie (Manders et al., 2011). Echter, naast deze specifiek werkzame factoren bevatten interventies ook algemeen werkzame factoren. Algemeen werkzame factoren in een interventie dragen bij aan het effect ongeacht de behandeling en doelgroep, zoals aansluiten bij de motivatie van de cliënt en de kwaliteit van de relatie tussen cliënt en therapeut (Van Yperen, 2003). Uit eerder onderzoek is gebleken dat deze algemeen
werkzame factoren van grote betekenis zijn voor het resultaat van de behandeling (Ackerman & Hilsenroth, 2003; Luborsky et al., 2002; Van der Steege, 2003). Mogelijk zou het effect van de behandeling voor een groot deel toegeschreven kunnen worden aan de algemeen werkzame factoren. Echter, dit zou toekomstig onderzoek moeten uitwijzen gezien de schattingen van de verhouding tussen de invloed van de algemeen werkzame factoren en de specifieke werkzame factoren sterk uiteen lijken te lopen (Van Yperen, Van der Steege, Addink & Boendermaker, 2010).
Tevens is uit de resultaten van deze meta-analyse naar voren gekomen dat er geen verschillen lijken te zijn tussen de onderzochte doelgroepen. Dit zou mogelijk verklaard kunnen worden door het gegeven dat er sprake lijkt te zijn van comorbiditeit of een samenhang van verschillende problemen omtrent het gedrag binnen de onderzochte
doelgroepen (Henggeler & Schaeffer, 2010; Rigter, 2013; Van der Laan, Slotboom & Stams, 2010). Bovendien lijkt er sprake te zijn van conceptuele overlap. Zo behoren delinquente gedragingen namelijk tot één van de symptomen van een gedragsstoornis (Foolen, Ince, De Baat & Daamen, 2013; Kogel, 2008; American Psychiatric Association, Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, 4th ed, 2000). Mogelijk verschillen de onderzochte doelgroepen onderling weinig van elkaar, maar is er binnen de doelgroepen sprake van jongeren met meervoudige problematiek. Op basis hiervan zou gesteld kunnen worden dat gezinsgerichte interventies bij een brede doelgroep ingezet zou kunnen worden.
Echter, zoals eerder genoemd heeft het relatief kleine aantal geïncludeerde studies tot gevolg dat de power wordt beperkt. De beperkte power zou er dus mogelijk voor kunnen zorgen dat er geen verschillen gevonden zijn.
Implicaties voor Vervolgonderzoek
Naar aanleiding van de resultaten van deze meta-analyse is er een aantal implicaties voor vervolgonderzoek. Allereerst lijkt het funnelplot er op te wijzen dat een deel van de studies met betrekking tot het onderzochte onderwerp niet is gevonden. Hierdoor lijkt er in de huidige studie sprake te zijn van publicatiebias. In vervolgonderzoek zou dit mogelijk geen beperking meer vormen indien de zoekopdracht wordt uitgebreid en er nadrukkelijk gezocht wordt naar ongepubliceerde studies.
Daarnaast is het in de huidige studie op basis van de onderzochte moderatoren niet gelukt om de volledige variantie te kunnen verklaren. Mogelijk zou de variantie kunnen worden verklaard door moderatoren die niet zijn meegenomen in de huidige studie. Om deze reden zou het in vervolgonderzoek van belang kunnen zijn om de moderatoren uit te breiden.
Er zou bijvoorbeeld gekeken kunnen worden naar de afhankelijkheid van de onderzoekers van de geïncludeerde studies. Daarnaast zouden de verschillende dynamische gezinsfactoren in kunnen worden gedeeld in categorieën, namelijk proximale factoren, distale factoren, contextuele factoren en globale factoren (Deković, Janssens & As, 2003).
Bovendien is er vanuit wetenschappelijk onderzoek nog onvoldoende empirische onderbouwing voor de aanname dat de beoogde verandering de kans op continuering van ernstig probleemgedrag daadwerkelijk zou kunnen verkleinen. Om deze reden zou er ter aanvulling op de huidige onderzoeksvraag onderzoek gedaan moeten worden naar de samenhang tussen de verandering in dynamische gezinsfactoren en recidive.
Samenvattend zou gesteld kunnen worden dat er door middel van gezinsgerichte interventies een kleine positieve verbetering in dynamische gezinsfactoren binnen gezinnen van jongeren met ernstig probleemgedrag lijkt op te treden. Ondanks dat het een klein effect betreft, lijkt er sprake te zijn van een aanzienlijk blijvend effect gedurende de follow-up metingen. Wat betreft de verbetering in dynamische gezinsfactoren lijkt er weinig verschil te zijn in factoren op het gebied van opvoedvaardigheden, emotionele verbondenheid en interacties. Echter, doordat alleen het includeren van gepubliceerde studies binnen het bereik van dit scriptieonderzoek viel, dienen de resultaten met voorzichtigheid geïnterpreteerd te worden. Toekomstig onderzoek zal moeten uitwijzen of het gevonden positieve effect ook stand zal houden wanneer niet-gepubliceerde studies worden betrokken in de analyses. Bovendien zal er uit toekomstig onderzoek moeten blijken of de (kleine) verandering in dynamische gezinsfactoren ook voldoende is om het probleemgedrag van jongeren te doen afnemen.
Literatuurlijst
De referenties met een asterisk betreffen onderzoeken die in de meta-analyse zijn geïncludeerd.
Achenbach, T. M. (1991). Integrative guide for the 1991 CBCL/4-18, YSR and TRF profiles. Burlington: Department of Psychiatry, University of Vermont.
Ackerman, S. J., & Hilsenroth, M. J. (2003). A review of therapist characteristics and
techniques positively impacting the therapeutic alliance. Clinical Psychology Review, 23, 1-33. doi: 10.1016/S0272-7358(02)00146-0
American Psychiatric Association (2000). Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, 4th edition, Text Revision (DSM-IV-TR). Washington, DC: Author. *Asscher, J. J., Deković, M., Manders, W. A., Laan, P. H. van der & Prins, P. J. (2013). A
randomized controlled trial of the effectiveness of multisystemic therapy in the Netherlands: Post-treatment changes and moderator effects. Journal of Experimental Criminology, 9(2), 169-187. doi: 10.1007/s11292-012-9165-9
Bakel, H. van, Groot, R. de, & Ploeg, J. van der (red.) Van klein tot groot: de ontwikkeling van het jonge kind. Apeldoorn: Maklu en Garant Uitgevers.
Barton, C., Alexander, J. F., Waldron, H., Turner, C. W., & Warburton, J. (1985).
Generalizing treatment effects of functional family therapy: Three replications. The American Journal of Family Therapy, 13(3), 16-26. doi: 10.1080/01926188508251260 Bijleveld, C. C. J. H. (2013). Methoden en technieken van onderzoek in de criminologie. Den
Haag: Boom Lemma Uitgevers.
Binsbergen, M. H. van, Knorth, E. J., Klomp, M., & Meulman, J. J. (2001). Motivatie voor behandeling bij jongeren met ernstige gedragsproblemen in de intramurale justitiële jeugdzorg. Kind en Adolescent, 22, 295-311. Verkregen via:
http://jeugdzorg.wdfiles.com/local--files/basisartikels/tekst.pdf
Blueprints (2014). Blueprints Programs. Verkregen via: http://www.blueprintsprograms.com/ Boendermaker, L., & Ince, D. (2008). Geen tucht en discipline, maar oudertraining en
therapie. Effectieve interventies tegen jeugddelinquentie. JeugdenCo Kennis, 2(4), 26-38. doi: 10.1007/BF03087480
Boendermaker, L., & Yperen, T. A. van (2003). Kansen in de keten. Een gemeenschappelijk referentiekader voor de justitiële jeugdinrichtingen. Den Haag: Dienst Justitiële Inrichtingen.
