The therapist as ally?
Discussing + Doing = Daring, individual and group therapy and the
therapeutic alliance
De therapeut als bondgenoot?
Denken + Doen = Durven, individuele en groepstherapie en de
therapeutische alliantie
Masterscriptie Orthopedagogiek
Pedagogische en Onderwijskundige Wetenschappen Universiteit van Amsterdam
M. Egberts, 5737680
Begeleider: Drs. L. Jongerden
Tweede beoordelaar: Prof. Dr. S. M. Bögels Amsterdam, januari/februari 2013
Inhoudsopgave Abstract ….. 2 Inleiding ….. 2 Methode ….. 5 Resultaten ….. 9 Discussie ….. 12 Literatuur ….. 15
1
Abstract
The therapist as alliance?
‘Discussing + Doing = Daring’ is a CBT protocol for the treatment of childhood, age 8 – 18, anxiety disorders. There has not been done any research to determine whether the therapeutic alliance influences the effectiveness of the two formats (individual and group) of DDD. In addition, prior research gives us an ambiguous answer on this question.
The participants are therapists working with DDD in clinical practice. Before, after and three months after the treatment the patients (children and parents) filled in the SCARED-71. After the treatment the therapist filled the TASC-T in. This study did not find any association between alliance and the effectiveness of DDD. At one of the two measurements of the childreport, the format was a significant predictor of the effectiveness. The post-hoc analysis found a trend. Children, who reported a bigger decline of their fearsymptoms, also reported a better alliance with their therapist.
The therapeut als bondgenoot?
Binnen ‘Denken + Doen = Durven’ (DDD), een CGT protocol voor de behandeling van angststoornissen bij kinderen van 8 tot 18 jaar, is nog geen onderzoek gedaan naar de associatie tussen de therapeutische alliantie en de effectiviteit van de twee formats (individueel en groepsformat). Daarnaast geeft eerder onderzoek geen eenduidig beeld over deze associatie.
Deelnemers zijn therapeuten die in de klinische praktijk werken met DDD. Voor, na en drie maanden na de behandeling vulden de cliënten (kinderen en ouders) de SCARED-71 in. De therapeut vulde na de behandeling de TASC-T in. In dit onderzoek is geen associatie gevonden tussen de alliantie en de
effectiviteit van DDD. Bij een van de twee meetmomenten bleek uit de kindrapportage dat het format een significante voorspeller is voor de effectiviteit. Uit de post-hoc analyse bleek een trend. Namelijk, kinderen die een grotere afname van hun angstsymptomen rapporteerden, rapporteerden een betere samenwerking met de therapeut.
Inleiding
Denken + Doen = Durven (DDD) is een cognitief gedragstherapeutisch behandelingsprotocol voor kinderen en jongeren met een angststoornis in de leeftijd van 8-18 jaar (Bögels, 2008; Peijnenburg & Bögels, 2008). DDD kent zowel een individueel als een groepsformat. De individuele vorm van DDD werd eerder onderzocht door middel van een Randomized Controlled Trial (RCT). Hieruit is gebleken dat 53% van de kinderen direct na de behandeling vrij waren van de primaire angstdiagnose (Bodden et al., 2008). Drie maanden na afloop van de behandeling was dit percentage zelfs 73% (Bodden et al., 2008). Uit het implementatieonderzoek van Jongerden, Bögels en Peijnenburg (2011) blijkt dat DDD ook in de klinische praktijk effectief is. De groepsvariant van DDD is onderzocht door middel van een pilotstudie (Bögels, 2008). De effectsize die gevonden is in dit onderzoek is zeer groot, namelijk 2,7. Ook ander onderzoek heeft bewezen dat groepsgerichte cognitieve gedragstherapie (CGT) effectief is voor kinderen met een angststoornis (Liber et al., 2008).
Ondanks het bewijs dat CGT een effectieve therapie is voor kinderen met een angststoornis, zijn er kinderen die niet volledig genezen van hun angststoornis. Bij DDD was direct na de behandeling bij 47% van de kinderen de primaire angstdiagnose nog steeds van toepassing. Drie maanden na afloop van de behandeling was dit percentage teruggelopen naar 27% (Bodden et al., 2008). Helaas is er in het algemeen weinig bekend over het behandelingsproces en de werkzame factoren van CGT (Chiu, McLeod, Har & Wood, 2009). Niet alleen van CGT in het algemeen is er weinig bekend, ook als het gaat om individuele- en groepsCGT lijkt er sprake van een ‘gap in the field’. Inzicht in de werkzame factoren lijkt belangrijk om CGT te kunnen verbeteren en om de impact te kunnen vergroten is het essentieel om deze factoren te identificeren, aldus Chiu e.a. (2009). Daarnaast kan dit inzicht hopelijk antwoord geven op de vraag waarom een behandeling voor sommige kinderen niet werkt.
De werkzame factoren van een therapie kunnen ingedeeld worden in specifieke en algemeen werkzame factoren. De specifieke factoren zijn o.a. de methode en de technieken die gebruikt worden bij een specifieke therapie. De algemeen werkzame factoren zijn factoren die bij elke therapie van belang zijn, zoals de relatie tussen de therapeut en de cliënt (Lambert, 1992).
Een van de algemeen werkzame factoren lijkt de therapeutische alliantie. De therapeutische alliantie kan gedefinieerd worden als de samenwerking met en het vormen van een affectieve band tussen de therapeut en de cliënt. Deze relatie tussen de therapeut en de cliënt lijkt belangrijk voor een effectief verloop van de therapie (Chu et al., 2004; Keijsers, Schaap & Hoogduin, 2000). Bögels en van Oppen (2011) stellen zelfs dat een goede therapeutische alliantie een noodzakelijke voorwaarde is voor het adequaat uitvoeren van CGT. Volgens Chiu e.a. (2009) dient de bijdrage van de alliantie in CGT voor kinderen met een angststoornis opgehelderd te worden.
Het definiëren van de therapeutische alliantie is lastig, deels omdat het huidige concept ‘alliantie’ opgebouwd is uit verschillende stromingen uit de volwassen psychotherapeutische literatuur (Martin, Graske & Davis, 2000). Het model van Bordin wordt vaak genoemd met betrekking tot de definitie van de therapeutische alliantie, omdat het gevormd is uit meerdere meningen (Shirk & Karver, 2006). Bordin’s model (1979) beschouwt ‘alliantie’ als een multidimensioneel construct, waarin de band, de taken en de doelen met elkaar verwikkeld zijn. De affectieve band met de therapeut bestaat onder andere uit hoe aardig de cliënt de therapeut vindt. Op het gebied van therapeutische taken dient er overeenstemming en betrokkenheid te zijn tussen de cliënt en de therapeut. Hierbij kan gedacht worden aan het uiten van gevoelens en het praten over zijn/haar problemen. Tot slot dient er overeenstemming te zijn over de behandeldoelen (Chu et al., 2004).
Shirk en Karver (2006) definiëren ‘alliantie’ als de ervaring van de cliënt waarbij de therapeut wordt gezien als iemand waarop hij/zij kan rekenen voor hulp, om zo problemen en stress te overwinnen. De therapeut staat aan de kant van de cliënt, het is een bondgenoot en samen werken ze aan de problemen van de cliënt (Shirk & Karver, 2006). Ze vormen samen een team en de vijand is het probleem waaraan gewerkt dient te worden. Het vormen van een alliantie met de therapeut gaat verder dan de therapeut
alleen maar aardig vinden. Als de therapeut niet gezien wordt als een coach, gids of helper, is er geen sprake van een therapeutische alliantie (Shirk & Karver, 2006).
De therapeutische alliantie wordt ook gezien als een behandelingsproces, waarbij aandacht voor het kind van groot belang is. Volgens McLeod en Weisz (2005) houdt een therapeutische alliantie in dat de therapeut zowel in staat is om een warme relatie met het kind op te bouwen, als de actieve deelname van het kind aan de therapie te promoten. Er wordt verondersteld dat deze twee dimensies belangrijk zijn voor een positieve therapie-uitkomst, omdat het kind meer betrokken is bij het therapieproces wanneer deze elementen aanwezig zijn (Chiu et al., 2009). Shirk en Saiz (1992) stellen zelfs dat de therapeutische relatie bij kinderen belangrijker is dan bij volwassenen. Kinderen melden zich zelden aan voor een behandeling, of zij (h)erkennen het probleem niet. Daarnaast zijn zij het vaak niet eens met hun ouders als het gaat om het doel van de therapie (Hawley & Weisz, 2003). Kortom, het opbouwen van een goede therapeutische alliantie is belangrijk, omdat er bij kinderen en jeugdigen sprake is van externe motivatie (Shirk & Karver, 2003).
Bij psychotherapie voor volwassenen is de therapeutische alliantie een van de meest consistente
voorspellers van het therapiesucces (Chiu et al., 2009). Intuïtief lijkt een sterke kind-therapeut alliantie de therapie-uitkomst bij kindgerichte CGT voor kinderen met angststoornissen te bevorderen (Chu et al., 2004). CGT richt zich ten eerste op het trainen van vaardigheden, waarbij een actieve betrokkenheid van het kind belangrijk is. Daarnaast zorgt een sterke alliantie ervoor dat exposure taken makkelijker
doorlopen worden (Chu et al., 2004). Bij een kind dat zich verbonden voelt met en zich gemotiveerd voelt door de therapeut is de kans groter dat het zijn/haar vaardigheden wil trainen en de exposure taken
aandurft (Chiu et al., 2009).
Uit het gedane onderzoek naar psychotherapie komt geen eenduidig beeld naar voren met betrekking tot de alliantie. Karver, Handelsman, Fields en Bickman (2006) hebben in hun meta-analyse een kleine gemiddelde effectsize gevonden (r .21) als het gaat om de therapeutische alliantie en de behandeluitkomst. De onderzoeken die in deze meta-analyse zijn geïncludeerd zijn gericht op de behandeling van jeugdigen met diverse problematiek. Deze gevonden effectsize is consistent met de gevonden effectsize in een onderzoek naar de behandeluitkomsten bij volwassenen (r .22) (Martin, Graske & Davis, 2000). Ook hier zijn de geïncludeerde studies gericht op diverse problematiek. In 2011 heeft McLeod de grootste meta-analyse tot nu toe uitgevoerd, als het gaat om de associatie tussen de alliantie en de therapie-uitkomst bij jeugdigen met diverse problematiek in de jeugdpsychotherapie. De gemiddelde effectsize die McLeod (2011) heeft gevonden van de alliantie op de behandeluitkomst is een klein effect (r .14). Echter, de gedane onderzoeken naar angstige kinderen hebben geen significante associatie gevonden tussen de alliantie en therapiesucces (Chiu et al., 2009; Liber et al., 2010). Dit ondanks dat jeugdigen die een CGT hebben afgerond, in zelfrapportage noemen dat de therapeutische relatie voor hen een belangrijke behandelingsfactor is (Chu et al., 2004).
In het onderzoek van Chiu e.a. (2009) is alleen gekeken naar de individuele behandeling van kinderen, met als uitkomstmaat de verandering in symptomen. In het onderzoek van Liber e.a. (2010) is gekeken naar zowel de individuele, als de groepsbehandeling met als uitkomstmaat of de kinderen nog steeds voldeden aan de criteria voor een angststoornis. Het onderzoek van Liber e.a. (2010) suggereert dat kinderen die individuele CGT kregen en een sterke alliantie met de therapeut ervoeren, meer kans hadden om aan het einde van de therapie diagnosevrij te zijn in vergelijking met kinderen die een sterke alliantie hadden in de groepsCGT.
De gedane onderzoeken die zich richten op de therapeutische alliantie geven geen eenduidig beeld met betrekking tot de invloed van de therapeutische alliantie; diverse meta-analyses wijzen op een klein effect (Karver, Handelsman, Fields & Bickman, 2006; McLeod, 2011). Daarnaast zijn deze onderzoeken
allemaal gericht op diverse problematiek. Echter, een associatie tussen de alliantie en de therapie-uitkomst is bij kinderen met een angststoornis die CGT krijgen (nog) niet vastgesteld. Binnen het DDD-protocol is nog geen onderzoek gedaan naar de invloed van de therapeutische alliantie op de effectiviteit. In dit onderzoek wordt er gekeken naar de invloed van de therapeutische alliantie van beide therapievormen op de effectiviteit van DDD. Is er bij DDD een associatie te vinden tussen de alliantie en de effectiviteit? Zijn er verschillen tussen het individuele en het groepsformat als het gaat om de alliantie? De verwachting is dat de therapeutische alliantie een kleine tot middelmatige bijdrage levert aan de effectiviteit van het DDD-protocol, bij zowel het individuele als het groepsformat.
Methode Proefpersonen
De proefpersonen uit dit onderzoek maakten onderdeel uit van de implementatiestudie van Jongerden, Bögels, en Peijnenburg (2011). Voor de implementatiestudie werden op verschillende gelegenheden therapeuten, als zij met het DDD-format in de praktijk gingen werken, benaderd met de vraag of zij deel wilden nemen aan het onderzoek. Zo werden de deelnemers van drie Nederlandse congressen met angststoornissen als thema uitgenodigd. Ook werden er flyers over het implementatieonderzoek meegestuurd bij de aankoop van het protocolboek. Verder werden GGZ instellingen voor €50,-
uitgenodigd om een DDD workshop te volgen in ruil voor deelname aan het onderzoek. Daarnaast werd er een website ontwikkeld, www.denkendoendurven.nl, om geïnteresseerden te informeren over het
onderzoek. Deelnemende therapeuten ontvingen verschillende meetinstrumenten, waaronder de SCARED-71 (Bodden, Bögels & Muris, 2009). Na iedere behandeling werd het verloop van de angstsymptomen gemeten en aan de therapeut en de cliënt teruggekoppeld.
Gezinnen werden (door)verwezen of meldden zich aan bij de instellingen. De behandelaren bepaalden of DDD een geschikte keuze was voor het betreffende kind. Als dit het geval was, deden ze officieel mee aan het implementatieonderzoek. De keuze voor het individuele of het groepsformat van DDD werd gemaakt door de behandelaren. Om deel te mogen nemen aan het onderzoek diende er sprake te zijn van
angstklachten die het functioneren van het kind beperkten. Er waren geen exclusiecriteria om deel te
5
(mogen) nemen aan het onderzoek.
De proefpersonen voor dit onderzoek werden geselecteerd op basis van aanwezigheid van ten minste een meting (voor-, nameting of follow-up). Deze selectie resulteerde in de deelname van 19 therapeuten, die werkzaam zijn bij 17 verschillende instellingen; 5 eerstelijns, 11 tweedelijns en 1 derdelijns GGZ-instelling.
In totaal deden er 107 kinderen mee. Er waren 44 jongens (41%) en 63 meisjes (59%) in de leeftijd van 6 tot 18 jaar oud (M 11.3, SD 2.7, 10 leeftijd onbekend). Van deze 107 kinderen werden 76 kinderen (71%) behandeld met het individuele format van DDD. Het individuele format werd gegeven aan 32 jongens en 44 meisjes. De gemiddelde leeftijd van deze kinderen was 11.7 jaar oud (SD 3.0, range 6 – 18, 10 leeftijd onbekend). De andere 31 kinderen (29%), bestaande uit 12 jongens en 19 meisjes in de leeftijd van 8 tot 14 jaar oud (M 10.3, SD 1.7) kregen het groepsformat van DDD verdeeld over 8 groepen.
Een t-toets is uitgevoerd om te kijken of de twee groepen (individueel en groepsformat) van elkaar verschilden qua leeftijd. Er was een significant verschil in de leeftijden van de kinderen in de twee groepen, waarbij de kinderen die het individuele format kregen significant ouder waren dan de kinderen die het groepsformat kregen (N1 = 66, M1 = 11.74, SD1 = 2.98, N2 = 31, M2 = 10.29, SD2 = 1.68; t(91.28) = 3.06, p = .003, eta squared = 0.09). In de analyse zal om die reden gecontroleerd worden voor dit leeftijdsverschil.
Daarnaast is er chi-toets uitgevoerd om te kijken naar de verhouding jongens/meisjes in de twee formats. De verhoudingen jongen/meisje in de twee formats verschilden niet significant van elkaar (χ² (1) = .012, p = .915).
De tweede- en derdelijns instellingen stelden voorafgaand aan de therapie een diagnose. Van de 102 kinderen kregen 93 kinderen (91%) een primaire angststoornis als diagnose (5 onbekend).
22% (N = 21) van de kinderen had een comorbide angststoornis en 31% (N = 30) had een andere comorbide stoornis. In tabel 1, zie de volgende pagina, wordt de verdeling van de verschillende (angst)diagnoses, zowel de primaire als de comorbide, weergegeven die door de therapeuten gesteld werden.
Tabel 1. Overzicht van de door de 2e en 3e lijns instellingen gestelde DSM-IV diagnose bij de kinderen die individueel of in een groep behandeld werden.
Primaire angstdiagnose Comorbide angstdiagnose Individueel Groep Individueel Groep
N % N % N % N %
Geen diagnose 2 3 2 7 51 72 25 81
Seperatie angststoornis 8 11 5 16 2 3 0 0
Sociale angststoornis 12 17 6 19 1 1 1 3
Specifieke fobie 15 21 5 16 5 7 1 3
Paniekstoornis met agorafobie 1 1 0 0 0 0 0 0
Paniekstoornis zonder agorafobie 0 0 0 0 0 0 0 0
Gegeneraliseerde angststoornis 15 21 6 19 5 7 1 3
Obsessief compulsieve stoornis 1 1 1 3 0 0 1 3
PTSS 1 1 6 19 0 0 0 0 Angststoornis NAO 11 16 0 0 2 3 2 7 Onbekend 5 7 - - 5 7 - - Individueel Groep Comorbide diagnose N % N % Geen diagnose 46 65 21 68 PDD-NOS 2 3 1 3 ADHD 3 4 2 7 ADD 1 1 2 7 ODD 0 0 1 3 Dysthyme stoornis 2 3 0 0 Depressieve stoornis 1 1 0 0 Zwakbegaafdheid 4 6 0 0 Relatieproblemen 4 6 0 0 Eetstoornis NAO 1 1 0 0 Somatoforme stoornis 0 0 1 3 Leerstoornis 0 0 2 7
Stoornis op de kinderleeftijd NAO 0 0 1 3
Persoonlijkheidsstoornis uitgesteld 2 3 0 0
Onbekend 5 7 - -
Materialen Vragenlijsten
Behandelaren vulden zowel een therapeutvragenlijst, als een kindformulier in. De therapeutvragenlijst geeft informatie over de instelling waar de behandelaar werkzaam is, opleidingsachtergrond en ervaring. Het kindformulier geeft informatie over het geslacht, de geboortedatum en de eventuele DSM-IV diagnose van het kind zoals gesteld door de instelling.
De angstsymptomen van het kind werden gemeten door de Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders-71 (SCARED-71, Bodden, Bögels & Muris, 2009). Er werd zowel gebruikt gemaakt van de kindversie als de ouderversie. Bij de ouderversie vult de ouder de vragenlijst in over de angst van het kind. De SCARED is een vragenlijst die angstsymptomen van de angststoornissen zoals omschreven in de DSM-IV meet (‘Als ik bloed zie, word ik duizelig’). Symptomen worden gescoord op een driepunt Likert schaal (0 = (bijna) nooit; 1 = soms; 2 = vaak). De SCARED-71 onderscheidt klinisch angstige kinderen van normaal angstige kinderen door cut-off scores (Bodden, Bögels & Muris, 2009). In dit onderzoek waren de interne consistenties (Cronbach’s alpha) van de SCARED-71 goed: .85 (kind), .85 (moeder), en .88 (vader).
De alliantie tussen de therapeut en het kind werden gemeten door de Therapeutic Alliance Scales for Children, Therapist Form (TASC-T, Shirk & Saiz, 1992). Deze vragenlijst werd door de therapeut ingevuld, na afloop van de therapie. De TASC-T is een vragenlijst bestaande uit twaalf vragen, die de samenwerking met de therapeut meet (‘Dit kind heeft het gevoel dat ik aan zijn/haar kant sta en probeer te helpen’). De vragen worden gescoord op een zevenpunt Likert schaal (1 = nooit, 2 = zelden, 3 = af en toe, 4 = soms, 5 = vaak, 6 = erg vaak, 7 = altijd). De psychometrische eigenschappen van de TASC-T zijn in eerder onderzoek goed gebleken (Shirk & Saiz, 1992). In dit onderzoek waren de interne consistentie (Cronbach’s alpha) van de TASC-T goed, namelijk .94.
Behandeling
DDD kent zowel een individueel als groepsformat. De individuele behandeling bestaat uit 12 wekelijkse bijeenkomsten van 1 uur. De ouders van het kind zijn (deels) aanwezig bij sessie 1, 4 en 12. Daarnaast zijn er drie aparte optionele ouderbijeenkomsten van 1 uur (Bögels, 2008).
Het groepsformat bestaat uit 8 wekelijkse bijeenkomsten van 1,5 uur. Ook dit format kent drie aparte ouderbijeenkomsten (Bögels, 2008). Indien de ouders geen ouderbijeenkomsten willen of kunnen volgen, kan het kind alsnog meedoen.
In het protocol voor de behandelaar staat per sessie beschreven wat de doelstellingen zijn en welke technieken gebruikt kunnen worden. Voor zowel de kinderen als de ouders is er een werkboek beschikbaar. Beide formats werken met hetzelfde werkboek.
DDD kent onder andere de onderdelen psycho-educatie, copingstrategieën, uitdagen van bange gedachten, formuleren van helpende gedachten, exposure-in-vivo, experimenten en terugvalpreventie (Bögels, 2008).
Beide formats maken gebruik van deze onderdelen.
Procedure
Als de therapeut besloten heeft om deel te nemen aan het implementatieonderzoek, vult deze de therapeutvragenlijst in en ondertekent een informed consent. Indien de behandelaar en het team DDD indiceert voor de angstklachten van het kind, worden ouders en het kind gevraagd om een informed consent te ondertekenen. Zowel de ouders, als het kind vullen voor (pre-meting), direct na de behandeling (post-meting) en drie maanden na de behandeling de SCARED-71 in (follow-up-meting). De therapeut vult de TASC-T na afloop van de therapie in.
Data analyse
Missende items zijn geschat met behulp van de Missing Value Analysis van SPSS versie 20. Voor de geheel ontbrekende vragenlijst waren Little’s MCAR testen allen niet significant (χ² (93) = 89.987, p = .569) waardoor deze met behulp van SPSS MVA REGRESSION geïmputeerd konden worden. De correlatie tussen de verschilscores, de maat voor effectiviteit van de behandeling, op de SCARED-71 vader over kind en moeder over kind voor/na behandeling is groot (verschilscore pre- en post-meting: r .43, p < 0.001; verschilscore pre- en follow-up-meting: r .64, p < 0.001) om die reden zijn de vader en moeder scores geaggregeerd.
Met behulp van multiple regressie wordt er gekeken of de alliantie een significante bijdrage levert aan de behandeluitkomst bij de twee behandelformats (individuele en groepsformat DDD). Hierna genoemd format(s). Het format en de leeftijd van de kinderen zijn de 1e voorspellers. De alliantie de 2e. Daarnaast is er de interactievariabele groep*alliantie.
Resultaten
Preliminaire analyses
Preliminaire analyses werden uitgevoerd om te onderzoeken of er geen assumpties werden geschonden. De assumpties van ‘linearity’, ‘multicollinarity’, ‘singularity’ en ‘homoscedasticity’ werden niet geschonden. De normaliteitassumptie werd wel geschonden. Zo was alleen de verdeling van de alliantiescores niet normaal verdeeld, maar scheef. De scheefheid bedroeg -.765 (SE = .23). Na het bestuderen van het scatterplot is er besloten om deze niet te transformeren.
Hierarchische multiple regressie
Een hierarchische multiple regressie analyse is uitgevoerd om te onderzoeken of de verschilscore tussen de pre- en post-meting en de pre- en follow-up-meting op de SCARED-71te voorspellen is aan de hand van de door de therapeut gerapporteerde alliantie met het kind en of de alliantie van invloed was op de effectiviteit van het format van DDD dat werd aangeboden. Om te controleren voor de eventuele invloeden van de therapievorm en de leeftijd van de kinderen, werden het format en de leeftijd als eerste voorspellers ingevoerd. Vervolgens werden alliantie en de interactie tussen alliantie en format ingevoerd.
Kindrapportage
Het format en de leeftijd van de kinderen, ingevoerd als eerste voorspellers, verklaarden 25% van de variantie in de verschilscores op de SCARED-71 tussen de pre- en post-meting. Na het invoeren van de tweede voorspellers, alliantie en de interactie tussen alliantie en het format, bedroeg de totale variantie die door het model werd verklaard 27% (F (4,92) = 1.735, p = .149).
De twee voorspellers verklaarden samen 0,9% meer van de variantie in de verschilscores
(R² change = .009, F change (2,92) = .43, p = .65).
Bij de verschilscore op de SCARED-71 tussen de pre- en follow-up-meting verklaarde het format 20% van de variantie in de verschilscores. Het complete model met de alliantie en het interactie-effect verklaarde 20% (F (4,92) = .973, p = .43).
Het complete model verklaarde 0,1% meer van de variantie in de verschilscores, als er gecontroleerd werd voor het format en de leeftijd (R² change = .001, F change (2, 92) = .06, p = .95).
Zoals te zien is in tabel 2, zie de volgende pagina, is het format wat het kind kreeg een significante voorspeller voor de verschilscore tussen de pre- en post-meting op de SCARED-71. Dit betekent dat de effectiviteit van het groepsformat minder is dan het individuele format. De alliantie en de
interactievariabele waren beiden geen significante voorspellers van de effectiviteit van de behandeling.
Ouderrapportage
Het format en de leeftijd van de kinderen, ingevoerd als eerste voorspellers, verklaarden 19% van de variantie in de verschilscores op de SCARED-71 tussen de pre- en post-meting. Na het invoeren van de tweede voorspellers, alliantie en de interactie tussen alliantie en het format, bedroeg de totale variantie die door het model werd verklaard 20% (F (4,92) = .935, p = .45).
De twee voorspellers verklaarden 0,3% meer van de variantie in de verschilscore, nadat er gecontroleerd was voor het format en de leeftijd (R² change = .003, F change (2,92) = .16, p = .86).
Bij de verschilscore op de SCARED-71 tussen de pre- en follow-up-meting verklaarde het format 9% van de variantie in de verschilscores. Het totale model met de alliantie en het interactie-effect verklaarde 18% (F (4,92) = .759, p = .56).
Het totale model verklaarde 2,3% meer van de variantie in de verschilscores, als er gecontroleerd werd voor het format en de leeftijd (R² change = .023, F change (2,92) = 1.11, p = .33).
In tabel 3, zie de volgende pagina, is te zien dat geen van de voorspellers een significante bijdrage leverde aan de effectiviteit van de behandeling.
Tabel 2. De hierarchische multiple regressie statistieken van de voorspellers van het kind.
B SE B β t p
Verschilscore pre- en post -meting Stap 1 Format -7.61 3.38 -0.24 -2.25 .02* Leeftijd -0.03 0.56 -0.00 -0.06 .95 Stap 2 Alliantie -0.16 0.18 -0.12 -0.88 .38 Alliantie x format 0.09 0.29 0.04 0.31 .76
Verschilscore pre- en follow-up-meting Stap 1 Format -6.43 3.40 -0.20 -1.90 .06 Leeftijd -0.25 0.56 -0.05 -0.45 .66 Stap 2 Alliantie -0.06 0.18 -0.04 -0.34 .74 Alliantie x format 0.06 0.29 0.03 0.21 .84
B = Beta-coëfficient, SE B = standaard fout, β = gestandaardiseerde beta-coefficiënt, t = t-toets statistiek, p = significantie level, * = significant
Tabel 3. De hierarchische multiple regressie statistieken van de voorspellers van de ouder.
B SE B β t p
Verschilscore pre- en post -meting Stap 1 Format -3.06 3.10 -0.11 -0.99 .33 Leeftijd 0.58 0.52 0.12 1.12 .27 Stap 2 Alliantie -0.02 0.17 -0.02 -0.12 .90 Alliantie x format -0.09 0.27 -0.05 -0.35 .73
Verschilscore pre- en follow-up-meting Stap 1 Format -2.78 3.04 -0.10 -0.92 .36 Leeftijd 0.22 0.51 0.05 0.43 .67 Stap 2 Alliantie 0.22 0.16 0.18 1.36 .18 Alliantie x format -0.10 0.26 -0.05 -0.37 .71
B = Beta-coëfficient, SE B = standaard fout, β = gestandaardiseerde beta-coefficiënt, t = t-toets statistiek,
p = significantie level.
Post-hoc analyse
Omdat de onderzoekshypothesen niet bevestigd konden worden, is ervoor gekozen post-hoc de gegevens nader te exploreren. Een t-toets voor onafhankelijke steekproeven is uitgevoerd om te onderzoeken of een hoge of lagere totale alliantiescore van invloed is op de verschilscore op de SCARED-71. Om deze test uit te kunnen voeren zijn de alliantiescores ingedeeld in drie categorieën. De laagste 33% van de
alliantiescores kregen een 0. De middelste 33% van de alliantiescores kregen een 1 en de hoogste 33% kregen een score van 2. Vervolgens zijn de verschilscores op de SCARED-71 tussen de hoogste en laagste groep vergeleken. Ook hier waren er weer twee verschilscores; de verschilscore tussen de pre- en post-meting en de verschilscore tussen de pre- en follow-up-post-meting.
Kindrapportage
Als men kijkt naar de verschilscore van de pre- en post-meting op de SCARED en de gemiddeld hoogste alliantiescores en de gemiddeld laagste alliantiescores is een borderline significant resultaat gevonden (N1 = 35, M1 = 17.24, SD1 = 16.54, N2 = 36, M2 = 10.39, SD2 = 13.94; t(66 ) = 1.88, p = .06,
eta squared = 0.05). Gezien de kleinere aantallen die voor deze analyse gebruikt konden worden kan er gesproken worden van een trend. Dit houdt in dat kinderen die een grote verschilscore tussen de pre- en post-meting hadden, oftewel een grotere afname van hun angstsymptomen rapporteerden toch een betere samenwerking met de therapeut leken te hebben.
Er is geen significant verschil gevonden tussen de gemiddeld hoogste en de gemiddeld laagste
alliantiescores en de SCARED verschilscore tussen de pre- en follow-up-meting (N1 = 35, M1 = 15.66, SD1 = 16.42, N2 = 36, M2 = 14.82, SD2 = 12.97; t(64 ) = 0.24, p = .81, eta squared = 0.00). Dit betekent dat een grote verschilscore tussen de SCARED pre- en follow-up-meting, niet wil zeggen dat er ook sprake was van een betere samenwerking.
Ouderrapportage
Als er gekeken wordt naar de verschilscores van de ouder en de gemiddeld hoogste en laagste
alliantiescores is er in beide metingen geen significant verschil gevonden (pre- en post-meting: (N1 = 35, M1 = 14.48, SD1 = 16.52, N2 = 36, M2 = 11.55, SD2 = 9.18; t(53) = 0.92, p = .36, eta squared = 0.01; pre- en follow-up-meting: (N1 = 35, M1 = 14.21, SD1 = 14.93, N2 = 36, M2 = 19.19, SD2 = 10.43; t(60 ) = -1.62, p = .11, eta squared = 0.04). Dit betekent dat een grotere afname van angst van de kinderen zoals gerapporteerd door de ouders, niet per se een betere samenwerking met de therapeut hadden.
Discussie
Uit dit onderzoek blijkt dat er geen significante associatie bestaat tussen de behandelingsuitkomst van DDD en de therapeutische alliantie. Verder wijst dit onderzoek uit dat het individuele format effectiever is dan het groepsformat. Echter, dit resultaat is alleen gevonden bij de analyses gebaseerd op kindrapportage, op de SCARED bij de verschilscore tussen de pre- en post-meting. Tot slot blijkt uit de exploratieve analyse een trend. Namelijk, dat kinderen die een grotere afname van hun angstsymptomen rapporteerden
een betere samenwerking met de therapeut leken te hebben. Dit bleek niet uit de hierarchische multiple regressie analyse. Gecombineerd met andere variabelen is de kwaliteit van de therapeutische alliantie geen voorspeller.
Net zoals bij de onderzoeken van Chiu e.a. (2009) en Liber e.a. (2010) is er geen significante associatie gevonden tussen de therapeutische alliantie en de behandelingsuitkomst. Sommige onderzoekers
suggereren dat de beperkte variabiliteit in de alliantiescores, het zogenoemde ‘plafondeffect’, de reden kan zijn voor deze uitkomst (Chu et al., 2004). Dat is ook hier aannemelijk. Het lijkt niet aannemelijk om te stellen dat de therapeutische alliantie helemaal niet bijdraagt aan de therapie-uitkomst bij angstige kinderen. Dit wordt ondersteund door de trend gevonden door de exploratieve t-toets uitgevoerd in dit onderzoek. Wellicht duiden de hoge behaalde alliantie-scores op een ‘good enough’ concept. Dit concept is vooral bekend van het ‘good enough parenting’ van Winnicott (1965). Volgens Hoghughi en Speight (1998) houdt dit in dat veel ouders ‘goed genoeg’ voldoen aan de behoefte van hun kinderen. Deze kinderen groeien op tot competente volwassenen. Er zijn (helaas) ook ouders die niet ‘goed genoeg’ voldoen aan de behoeften van hun kind. Deze niet ‘goed genoeg’ opvoeding wordt sterk geassocieerd met crimineel gedrag op latere leeftijd (Hoghughi & Speight, 1998). Er kan dus gesproken worden van een grens die gezien wordt als ‘goed genoeg’. Het maakt hierbij niet uit of de opvoeding ‘goed genoeg’ is, of perfect. Het gaat erom dat de grens bereikt wordt. Het lijkt mogelijk dat de therapeutische alliantiescores behaald in dit onderzoek, allemaal boven deze grens van ‘goed genoeg’ zijn, waardoor er wordt voldaan aan de behoeften van de kinderen. Kortom, de therapeutische alliantie tussen het kind en de therapeut was met alle kinderen minimaal ‘goed genoeg’.
In tegenstelling tot het ‘good enough parenting’ concept is er in dit onderzoek gevonden dat het wel van belang is of er sprake is van een goede therapeutische alliantie of een hele goede alliantie. Dit blijkt uit de trend die gevonden is. Kinderen die een grotere afname van hun angstsymptomen rapporteerden, leken een betere samenwerking met de therapeut te hebben. Volgens McLeod en Weisz (2005) houdt een
therapeutische alliantie in dat de therapeut zowel in staat is om een warme relatie met het kind op te bouwen, als de actieve deelname van het kind te promoten. Het lijkt waarschijnlijk dat door een betere samenwerking er een betere band ontstaat tussen het kind en de therapeut en het kind actiever deelneemt aan de therapie. Dit lijkt overeen te komen met de stelling van onder ander Chu e.a. (2004) en Keijsers, Schaap en Hoogduin (2000) dat de relatie tussen de de cliënt en de therapeut een belangrijke voorwaarde lijkt voor een effectief verloop van de therapie. De alliantie lijkt een essentieel ingrediënt voor het slagen van een therapie (Shirk, Karver & Brown, 2011).
Verrassend is de uitkomst dat het individuele format effectiever is voor het reduceren van angst dan het groepsformat. Beide formats van DDD zijn eerder onderzocht en blijken allebei effectief te zijn (Bodden et al., 2008; Bögels, 2008). Dat het individuele format effectiever is dan het groepsformat is gebaseerd op kindrapportage, op de SCARED verschilscore tussen de pre- en post-meting. De uitkomst dat het
individuele format effectiever is dan het groepsformat is een enkele keer gevonden in eerder onderzoek.
13
Zo lijkt het individuele format de voorkeur te krijgen bij het behandelen van een sociale fobie bij kinderen en volwassenen (Manassis et al., 2002; Stangier, Heidenreich, Peitz, Lauterbach & Clark, 2003). Uit ander onderzoek naar de effectiviteit van beide formats bij angstige kinderen blijkt dat de effectiviteit van de CGT-formats ongeveer gelijk is (Flannery-Schroeder & Kendall, 2000; Liber et al., 2008).
Een beperking van het huidige onderzoek is de manier waarop alliantie is gemeten. In het huidige onderzoek is de therapeut de enige informant als het gaat om de alliantie. Het is wenselijk om in
vervolgonderzoek meerdere informanten te gebruiken, zoals de ouders en het kind zelf (Shirk & Karver, 2003). Als het gaat om het kind blijft het de vraag of deze in staat is om de vragenlijst objectief in te vullen. Daarnaast is de TASC-T een keer ingevuld, aan het einde van de behandeling. Het lijkt wenselijk dat het verloop van de therapeutische alliantie in kaart wordt gebracht om zo meer grip te krijgen op het verloop van de therapeutische alliantie. Daarnaast blijkt uit de studie van Shirk en Karver (2003) dat er een sterkere therapeutische alliantie wordt gerapporteerd als de alliantie pas later in de behandeling wordt gemeten, terwijl de therapeutische alliantie gemeten tijdens de vierde sessie een voorspellende waarde heeft voor de behandeluitkomst bij volwassenen (Martin, Graske & Davis, 2000).
Ondanks de beperkingen van dit onderzoek, heeft het ook sterke kanten. Dit is het eerste onderzoek naar de invloed van de therapeutische alliantie op de effectiviteit van DDD, een therapie die bewezen effectief is (Jongerden, Bögels & Peijnenburg, 2011). Daarnaast is het onderzoek uitgevoerd in de klinische praktijk, waardoor er sprake is van een hoge mate van externe validiteit, oftewel een hoge mate van generaliseerbaarheid.
De resultaten van dit onderzoek roepen een aantal vragen op, die wenselijk lijken om in de toekomst te onderzoeken. Zoals de effectiviteit van de twee formats. Dit onderzoek wijst erop dat het individuele format effectiever is dan het groepsformat. Dit is echter niet te verklaren door de therapeutische alliantie. Welke factoren dragen wel bij aan het verschil in de effectiviteit? Daarnaast lijkt er in dit onderzoek sprake van het zogenaamde ‘good enough’ concept. Deze bevinding dient te worden gerepliceerd in toekomstig onderzoek. Bovendien blijft de vraag bestaan of het voldoende is om de ‘good enough’ grens te bereiken, of dat het wel degelijk uit maakt of er sprake is van een goede of perfecte alliantie.
In dit onderzoek is er geen significante associatie gevonden tussen de therapeutische alliantie en de therapie-uitkomst. Wel is er gevonden dat het individuele therapieformat effectiever lijkt dan het groepsformat. En dat kinderen die een grotere afname van hun angst rapporteerden een betere samenwerking met de therapeut leken te hebben.
Afsluitend kan men zeggen dat er meer begrip is over de werkzame factoren. Zo lijken de specifieke werkzame factoren, zoals de methode en de gebruikte technieken, van groot belang.
De belangrijkste conclusies uit dit onderzoek zijn dat er bij alle therapeuten sprake was van een goede samenwerking met het kind en dat de angstsymptomen van het kind afnemen na het volgen van DDD.
Literatuur
Bodden, D.H.M., Bögels, S.M., & Muris, P. (2009). The diagnostic utility of the Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders-71 (SCARED-71). Behaviour Research and Therapy, 47(5), 418-
425.
Bodden, D.H.M., Bögels, S.M., Nauta, M.N., de Haan, E., Ringrose, J., Appelboom, C., Brinkman, A.G., & Appelboom-Gee, K.C.M.M.J. (2008). The efficacy of individual versus family cognitive behaviour therapy in clinically anxious youth. Journal of the American academy of child & adolescent psychiatry, 47(12), 1384-1394.
Bögels, S.M. (2008). Behandeling van angststoornissen bij kinderen en adolescenten: Met het
cognitief-gedragstherapeutisch protocol Denken + Doen = Durven. Houten: Bohn Stafleu van
Loghem.
Bögels, S.M., & van Oppen, P. (2011). Specifieke aspecten van cognitieve therapie. Cognitieve therapie: Theorie en praktijk (pp. 31-58). Houten: Bohn Stafleu van Loghem.
Bordin, E. (1979). The generalizability of the psychoanalytic concept of the working alliance. Psychotherapy, Theory, Research, and Practice, 16(3), 252–260.
Chiu, A.W., McLeod, B.D., Har, K.H., & Wood, J.J. (2009). Child-therapist alliance and clinical outcomes in cognitive behavioral therapy for child anxiety disorders. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 50(6), 751–758.
Chu, B.C., Choudhury, M.S., Shortt, A.L., Pincus, D.B.,Creed, T.A., & Kendall, P.C. (2004). Alliance, technology,and outcome in the treatment of anxious youth. Cognitive and Behavioral Practice, 11(1), 44–55.
Flannery-Schroeder, E.C., & Kendall, P.C. (2000). Group and individual cognitive-behavioral treatments for youth with anxiety disorders: A randomized clinical trial. Cognitive therapy and research, 24(3), 251-278.
Hawley, K.M., & Weisz, J.R. (2003). Child, parent, and therapist (dis)agreement on target problems in outpatient therapy: The therapist’s dilemma and its implications. Journal of Consulting and
Clinical Psychology, 71(1), 62-70.
Hoghughi, M., & Speight, A. (1998). Good enough parenting for all children - A strategy for a healthier society. Archives of Disease in Childhood, 78(4), 293–300.
Jongerden, L., Bögels, S.M., & Peijnenburg, D. (2011). Maar hoe werkt het in het echt? De
implementatie van Denken + Doen = Durven, een cognitieve gedragstherapie voor kinderen en jongeren met angststoornissen. Gedragstherapie, 2011(44), 313-325.
Karver, M.S., Handelsman, J.B., Fields, S., & Bickman, L. (2006). Meta-analysis of therapeutic relationship variables in youth and family therapy: The evidcence for different relationschip variables in the child and adolescent treatment outcome literature. Clinical psychology review, 26, 50-65.
Keijsers, G.P., Schaap, C.P., & Hoogduin, C.A. (2000). The impact of interpersonal patient and therapist behavior on outcome in cognitive-behavior therapy. A review of empirical studies.
Behavior modification, 24(2), 264-297.
Lambert, M.J. (1992). Psychotherapy outcome research: Implications for integrative and eclectic therapists. In: J.C. Norcross & M.R. Goldfield (Eds.). Handbook of psychotherapy integration, (pp. 94-129). New York: Basic Books.
Liber, J.M., McLeod, B.D., van Widenfelt, B.M., Goedhart, A.W., van der Leeden, A.J.M., Utens, E.M.W.J., & Treffers, P.D.A. (2010). Examining the relation between the therapeutic alliance, treatment adherence, and outcome of cognitive behavioral therapy for children with anxiety disorders. Behavior therapy, 41(2), 172-186.
Liber, J.M., van Widenfelt, B.M., Utens, E.M.W.J., Ferdinand, R.F., van der Leeden, A.J.M., van Gastel, W., & Treffers, P.D.A. (2008). No differences between group versus individual treatment of childhood anxiety disorders in a randomised clinical trial. Journal of child psychology and psychiatry, 49(8), 886-893.
Manassis, K., Mendlowitz, S.L., Scapillato, D., Avery, D., Fiksenbaum, L., Freire, M., Monga, S., & Owens, M. (2002). Group and individual cognitive-behavioral therapy for childhood anxiety disorders: A randomized trial. Journal of the American academy of child and adolescent psychiatry, 41(12), 1423-1430.
Martin, D.J., Graske, J.P., & Davis, M.K. (2000). Relation of the therapeutic alliance with outcome and other variables: A meta-analytic review. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 68(3), 438– 450.
McLeod, B.D. (2011). Relation of the alliance with outcomes in youth psychotherapy: a meta- analysis. Clinical Psychology Review, 31(4), 603-616.
McLeod, B.D., & Weisz, J.R. (2005). The therapy process observational coding system – alliance scale: measure characteristics and prediction of outcome in usual clinical practice. Journal of
Consulting and Clinical Psychology, 73(2), 323–333.
Peijnenburg, D., & Bögels, S.M. (2008). Protocollaire groepsbehandeling voor kinderen en jongeren met angststoornissen: Denken + Doen = Durven. In: C. Braet & S.M. Bögels. Protocollaire behandelingen voor kinderen met psychische klachten. (pp. 325-350). Amsterdam: Boom. Shirk, S.R., & Karver, M.S. (2003). Prediction of treatment outcome from relationship variables in child and adolescent therapy: A meta-analytic review. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 71(3), 452–464.
Shirk, S.R., & Karver, M.S. (2006 ). Process issues in cognitive-behavioral therapy for youth. In: P.C. Kendall. Child and adolescent therapy. Cognitive behavioral procedures (pp. 465 –491). New York: The Guilford press.
Shirk, S.R., Karver, M.S., & Brown, R. (2011). The alliance in child and adolescent psychotherapy. Psychotherapy, 48(1), 17-24.
Shirk, S.R., & Saiz, C.C. (1992). Clinical, empirical, and developmental perspectives on the
therapeutic relationship in child psychotherapy. Development and Psychopathology, 4(4), 713-
728.
Stangier, U., Heidenreich, T., Peitz, M., Lauterbach, W., & Clark, D.M. (2003). Cognitive therapy for social phobia: individual versus group treatment. Behaviour research and therapy, 41(9), 991-
1007.
Winnicott, D.W. (1965). The maturational process and the facilitative environment. New York: International Universities Press.
