Sociale Vaardigheidstrainingen: Verminderen ze Gedragsproblemen bij Jongeren? Bevindingen van een Meta-Analyse
Masterscriptie Forensische Orthopedagogiek Graduate School of Child Development and Education Universiteit van Amsterdam I.T. Tziaras (11388072) Begeleiders: T. van der Stouwe, dr. M. Assink Amsterdam, juli 2019
Abstract
This multilevel meta-analysis was conducted to examine the effectiveness of social skills training (SST) in reducing externalizing behavioral problems in adolescents between 12 and 18 years of age. In addition, moderator analyses were conducted to examine for which
subgroups and under which study characteristics the training courses were most effective. The overall effect size of 67 studies, consisting of 774 effect sizes and N = 4,639 participants of which n = 2,474 received SST, was d = .44 (p <.001). SSTs are moderately effective in reducing behavioral problems in adolescents. However, the overall effect of SST is
significantly lower when compared with a Treatment As Usual control group instead of a no treatment/placebo control group. Moreover, effects may only occur shortly after training and lack sustainability throughout longer follow-ups. Other moderators did not retain their significant influence when controlling for the influence of other significant moderators. In conclusion, SST is to some extent more superior to other treatments and in particular effective for adolescents with aggressive behavior. Additional empirical evidence is required to
distinguish different types of behavioral problems. Above this, it is of great importance to declare the diminishing effect of SST and, in special, whether the failure to achieve cognitive modification is the underlying cause. Until then, practice should offer aftercare to continue the results achieved.
Keywords: Social Skills Training, Externalizing behavioral problems, Adolescents,
Sociale Vaardigheidstrainingen: Verminderen ze Gedragsproblemen bij Jongeren? Bevindingen van een Meta-Analyse
In Nederland komt maar liefst 45 procent van de jongeren met gedragsproblemen wegens een delict in aanraking met de politie (Nijhof, Dam, Veerman, Engels, & Scholte, 2010). Deze gedragsproblemen ontstaan vaak door een verstoring in de sociale
informatieverwerking (Van Nieuwenhuijzen et al., 2017) en worden gekenmerkt door impulsief, agressief, antisociaal en delinquent gedrag (Tyler, White, Thompson, & Blair, 2019). De gedragsproblemen beginnen vaak in de kindertijd en worden steeds stabieler naarmate kinderen ouder worden (Beyers, Bates, Pettit, & Dodge, 2003). Jongeren met gedragsproblemen lopen wanneer zij ouder worden dan ook een steeds groter risico om te volgroeien tot gewelddadige en criminele volwassenen (Betz, 1995; White & Renk, 2012). Met het aanbieden van sociale vaardigheidstrainingen (SOVA-trainingen) wordt beoogd deze verstoorde informatieverwerking te verbeteren en daarmee het probleemgedrag te
verminderen (Van Rest et al., 2018). Hoewel bestaande meta-analyses voorzichtig positieve resultaten laten zien (Cook et al., 2008; Durlak, Weissberg, & Pachan, 2010; Lee &
DiGiuseppe, 2018; Lipsey, 2009; Lösel & Beelmann, 2003; van der Stouwe et al., 2018), is er nog geen eenduidig beeld over voor welke subdoelgroepen en in welke context
SOVA-trainingen effectief zijn in het verminderen van gedragsproblemen. De huidige meta-analyse onderzoekt daarom niet alleen of SOVA-trainingen effectief zijn in het verminderen van externaliserende gedragsproblemen bij adolescenten, maar ook voor welke deelnemers en onder welke omstandigheden SOVA-trainingen het meest effectief zijn.
De verstoringen in de sociale informatieverwerking die ten grondslag liggen aan de gedragsproblemen worden gekenmerkt door het vijandig interpreteren van andermans intenties, een agressieve zelfeffectiviteit en een verstoorde emotieregulatie (Van
gedragsproblemen zijn daarom gericht op cognitieve herstructurering van deze drie domeinen (Goldstein et al., 2018). De trainingen werken daarbij gericht aan het probleemgedrag door het ontwikkelen en versterken van sociale vaardigheden als het herkennen van emoties, het omgaan met kritiek, het geven en ontvangen van complimenten en het bieden van weerstand tegen groepsdruk van leeftijdsgenoten (Bijlstra & Nienhuis, 2003).
Verschillende meta-analyses hebben de effectiviteit van SOVA-trainingen voor kinderen en jongeren onderzocht (Cook et al., 2008; Durlak et al., 2010; Lee & DiGiuseppe, 2018; Lipsey, 2009; Lösel & Beelmann, 2003; van der Stouwe et al., 2018). Gevonden is dat SOVA-trainingen preventief ingezet kunnen worden bij jongeren met lichte
gedragsproblemen om antisociaal gedrag tegen te gaan (Lösel & Beelmann, 2003). Daarnaast kunnen SOVA-trainingen de sociale vaardigheden van antisociale jongeren verbeteren (Ang & Hughes, 2002), de emotionele gedragsstoornissen van jongeren verminderen (Cook et al., 2008), de persoonlijke- en sociale ontwikkeling van jongeren stimuleren (Durlak et al., 2010) en het recidiveren van jeugddelinquenten terugdringen (Lipsey, 2009; van der Stouwe et al., 2018). Opvallend is dat Van der Stouwe en collega’s (2018) geen afname in
gedragsproblemen vonden, evenals Lee en DiGisueppe (2018) die in hun mega-analyse naar agressie-regulatietrainingen nogal uiteenlopende resultaten vonden voor het terugdringen van agressie.
Door het hanteren van verschillende doelgroepen blijft onduidelijk of SOVA-trainingen effectief zijn in het verminderen van externaliserende gedragsproblemen bij jongeren. Ten eerste maakten voorgangers geen onderscheid tussen basisschoolkinderen en adolescenten (Durlak et al., 2010; Lee, A. H. & DiGiuseppe, 2018; Lösel & Beelmann, 2003) terwijl Cook en collega’s (2008) vonden dat SOVA-trainingen effectiever zijn voor kinderen dan voor jongeren. Dit zou verklaard kunnen worden door het feit dat jongeren – in
willen bepalen hoe zij zich gedragen (Barkley, 2004). Ten tweede richtten voorgangers zich niet uitzonderlijk op externaliserende gedragsproblemen (Cook et al., 2008), terwijl de aanpak voor jongeren met comorbide problemen wezenlijk anders is dan wanneer sprake is van problemen op één bepaald gebied (Colder et al., 2013). Ten derde blijft de effectiviteit voor jongeren met gedragsproblemen onbekend wanneer ook jongeren zonder gedragsproblemen in de onderzoeksgroep worden meegenomen (Ang & Hughes, 2002; Durlak et al., 2010). Tot slot richtten twee meta-analyses zich uitsluitend tot jeugddelinquenten (Lipsey, 2009; van der Stouwe et al., 2018), terwijl problematiek van jeugddelinquenten veel meer comorbide is en niet los te koppelen van complexe trauma’s en internaliserende problemen (Kerig & Becker, 2010). Toch wordt op basis van de voorgaande meta-analyses wel verwacht dat SOVA-trainingen gematigd effectief zijn in het verminderen van externaliserende gedragsproblemen bij jongeren.
In de huidige meta-analyse werd gebruik gemaakt van een drie-level structuur, waardoor uitgebreide moderatoranalyses mogelijk waren. Zodoende werd niet alleen
onderzocht óf, maar ook voor welke deelnemers en onder welke onderzoeksomstandigheden SOVA-trainingen in staat zijn om gedragsproblemen te verminderen. Allereerst werd
onderzocht welke doelgroepen het meest van de training profiteren. Binnen de groep jongeren met externaliserende gedragsproblemen wordt in de literatuur een grof onderscheid gemaakt tussen jeugddelinquenten, jongeren met agressieproblemen en een meer algemene term “jongeren met externaliserende gedragsproblemen”. Verwacht werd dat jeugddelinquenten door hun comorbide problematiek minder van SOVA-trainingen profiteren. Andere
deelnemerskenmerken die als moderator werden opgenomen waren geslacht en de
gemiddelde leeftijd. Van beide moderatoren werd echter geen significant effect verwacht, omdat eerdere meta-analyses daarin ook geen verschillen vonden (Lipsey, 2009; Lösel & Beelmann, 2003; van der Stouwe et al., 2018).
Voorts werden een aantal moderatoren opgenomen om te bepalen welke
onderzoeksomstandigheden invloed hadden op de gevonden resultaten. Allereerst werd de follow-upduur als moderator getoetst. De effectiviteit van SOVA-trainingen is mogelijk niet altijd direct zichtbaar omdat zij aan cognitieve herstructureringen werken die pas later overgaan in gedragsverandering (Filella, Ros-Morente, Oriol, & March-Llanes, 2018). Vervolgens werd de soort informant als moderator opgenomen. Verwant onderzoek vond dat resultaten van elkaar verschilden wanneer niet de jongere zelf, maar de trainer, leerkracht of ouder het gedrag rapporteerde (Castillo‐Gualda, Cabello, Herrero, Rodríguez‐Carvajal, & Fernández‐Berrocal, 2018; Knorth, Harder, Zandberg, & Kendrick, 2008; Offord et al., 1996; Schuurmans, Nijhof, Engels, & Granic, 2018). Verwacht werd dat zelfrapportage tot
positievere effecten zou leiden. Vervolgens werd de vergelijkingsgroep als moderator opgenomen. Op die manier kon getoetst worden of SOVA-trainingen ook effectief zijn ten opzichte van de gebruikelijke zorg, ofwel Treatment As Usual, (TAU). Verwacht werd dat SOVA-trainingen matig effectief zijn ten opzichte van geen- of een placebo behandeling, en slechts bescheiden effectiever dan andere behandelingen of TAU. Verder werd het continent waar het onderzoek plaatsvond als moderator opgenomen aangezien onderzoek uit de
Verenigde Staten vaak grotere effecten vindt dan onderzoek uit de rest van de wereld (van der Stouwe, Asscher, Stams, Deković, & van der Laan, 2014). Ten slotte werd het type
onderzoeksontwerp als moderator opgenomen, dat een Gerandomiseerd Onderzoeksdesign (RCT) of een Quasi-Experimenteel onderzoeksdesign kon zijn.
De huidige meta-analyse beantwoord de volgende onderzoeksvragen: 1) In hoeverre zijn SOVA-trainingen effectief in het verminderen van gedragsproblemen bij jongeren? 2) Welke deelnemers- en onderzoekskenmerken hebben een modererend effect en welke behouden dat effect wanneer wordt gecontroleerd voor andere significante moderatoren?
Methode Selecteren van de studies
In de huidige meta-analyse werden alleen studies opgenomen die de effectiviteit van SOVA-trainingen hebben onderzocht in het verminderen van gedragsproblemen bij
adolescenten tussen de 12 en 18 jaar. Hierbij zijn alleen Nederlandse- en Engelstalige studies meegenomen die vóór april 2019 zijn uitgebracht. De volgende elektronische databanken zijn doorzocht: Sciencedirect, Web of Knowledge, Narcis, Ovid, Wiley, Ebscohost, Proquest, Picarta en Google Scholar. De zoekopdracht bevatte altijd het construct of een synoniem voor het construct “SOVA-training” (“social functioning”, “social behavior”, “social competence”, “interpersonal problemsolving”, “social skill, -training, -intervention of -treatment”), het construct of een synoniem voor het construct “gedragsproblemen” (“aggression”,
“delinquent”, “externalizing- impulsive- of antisocial- behavior”) en het construct of een synoniem voor het construct jongeren (“adolescent”, “youth”, “juvenile”, “child”). Daarnaast werd gezocht op namen van bekende SOVA-trainingen zoals “ART’, “EQUIP” en
“Tools4U”. Studies die ontoegankelijk waren of waarvan effectgroottes niet bruikbaar waren, werden niet in de meta-analyse opgenomen. Figuur 1 laat het stroomdiagram van de
zoekopdracht zien. Vaak worden alleen studies met significante uitkomsten in de gewenste richting gepubliceerd (Rothstein, Sutton, & Borenstein, 2006). Om een zo representatief mogelijk beeld te schetsen heeft de huidige meta-analyse, voor zover dat mogelijk was, ook ongepubliceerd onderzoek meegenomen en de publicatiestatus, evenals het publicatiejaar, als moderator getoetst. Daarnaast is de studiekwaliteit volgens het codeerschema van Van der Stouwe (2016) vastgesteld en als moderator getoetst.
Inclusiecriteria
Om te worden geïncludeerd dienden studies aan een aantal criteria te voldoen: 1) het onderzoek moest gericht zijn op het aanleren van sociale vaardigheden (i.e. gericht op
verminderen van vijandige intentietoeschrijving, vermindering van agressieve zelfeffectiviteit of verbetering van de emotieregulatie), 2) het onderzoek moest jongeren tussen de 12 en 18 jaar (of tussen 7th en 12th grade wanneer geen leeftijden werden gerapporteerd) als doelgroep hebben, 3) het onderzoek moest het verminderen van externaliserende gedragsproblemen meten, 4) het onderzoek moest gebruik maken van een controlegroep waarbij deelnemers door middel van een gerandomiseerd onderzoeksontwerp (RCT) of een Quasi-Experimenteel onderzoeksontwerp aan een van de condities werden toegewezen en 5) de uitkomsten die in het onderzoek werden gerapporteerd, moesten bruikbaar zijn voor het berekenen van de effectgrootte van het huidige onderzoek.
Coderen
Van de geïncludeerde studies zijn resultaten en moderatoren gecodeerd volgens de richtlijnen van Lipsey en Wilson (2001). Van onderzoek dat meerdere uitkomstmaten hanteerde, zijn alleen effectgroottes meegenomen die externaliserende gedragsproblemen rapporteerden zoals verschillende vormen van agressie en geweld, regel overschrijdend- impulsief- en antisociaal gedrag waaronder verschillende vormen van criminaliteit en (her)overtredingen op school (e.g. uit de les gestuurd worden, absentie of incidenten).
Voor het controleren van eventuele verschillen tussen de behandel- en de
controlegroep werd – waar mogelijk – het effect berekend door het effect van de voormeting van het effect van de nameting af te trekken. Was deze mogelijkheid aanwezig, dan werd dat als dichotome variabele gecodeerd en als moderator getoetst. Daarnaast werd er gecodeerd en als moderator getoetst of er bij het berekenen van de effectgrootte rekening gehouden is met covariaten.
De moderatoren doelgroep, de soort informant en de vergelijkingsgroep werden in drie categorieën ingedeeld. De moderator doelgroep werd gecategoriseerd in “jeugddelinquenten”, “jongeren met agressieproblematiek” en “jongeren met externaliserende gedragsproblemen”.
De soort informant werd gecategoriseerd in “zelfrapportage”, “ander als informant” en “gearchiveerde data” en de vergelijkingsgroep werd gecategoriseerd in “geen behandeling”, “placebo” en “TAU”. De moderatoren publicatiestatus, of het onderzoek in de Verenigde Staten is uitgevoerd, of het een RCT of Quasi-Experimenteel onderzoeksdesign had en of de uitkomst binnen drie maanden na het einde van de training of langer dan drie maanden na de training is gemeten werden als dichotome variabelen gecodeerd. Het percentage jongens, de gemiddelde leeftijd, de studiekwaliteit en het publicatiejaar werden als continue variabele gecodeerd.
Berekening
Effectgroottes werden met behulp van de formules van Lipsey en Wilson (2001) berekend, waarbij elke positieve effectgrootte (Cohen’s d) staat voor een afname in
gedragsproblemen. Op basis van de richtlijnen van Cohen (1988) werden effectgroottes van d = .20 als klein, d = .50 als matig en d = .80 als groot beschouwd. Indien mogelijk werd het verschil tussen de trainings- en vergelijkingsgroep op de nameting verminderd met het verschil op de voormeting. Effectgroottes werden op nu geschat als onderzoekers hun niet-significante effecten niet specifiek rapporteerden (Lipsey & Wilson, 2001).
Analyse
Ter voorbereiding op de data-analyse zijn verschillende stappen ondernomen.
Effectgroottes en continue moderatoren werden door middel van hun Z-waarde gecontroleerd op uitbijters. Effectgroottes met extreme waarden (SD>3.29 van het gemiddelde, Tabacknick & Fidell, 2013) werden teruggebracht naar de dichtstbijzijnde niet-uitbijter. Bij vijf studies werden extreme effectgroottes gevonden (d = 4.43, d = 4.81 en d = 5.25, Etscheidt, 1984), (d = 3.51 en d = 3.68, Snyder & White, 1979), (d = 3.35, d = 4.41, d = 3.50, d = 3.90, d = 5.40, d = 5.67, d = 6.86 en d = 6.23, Block, 1978), (d = -8,56 en d = -4.13, Gariddo, Garrido, & Sanchis, 1991) en (d = -2.38, Scholte & Van der Ploeg, 2003). Continue moderatoren werden
gecentreerd rond hun gemiddelde en categorische moderatoren werden dummy-gecodeerd. Standaardfouten en variantie zijn berekend met behulp van formules van Lipsey en Wilson (2001).
Conventionele meta-analyses kunnen slechts één effectgrootte per onderzoek
opnemen, waardoor zowel informatie als power verloren gaat. Om zoveel mogelijk informatie en power te behouden is gewerkt met het ‘metafor’ pakket van R (versie 3.6.0), middels de benadering van Van den Noortgate en Onghena (2003). Zo kon een drielevel structuur worden toegepast, waarmee met twee log-likelihood-ratio toetsen de variantie kon worden verklaard. Bij een drielevel structuur wordt variantie op niveau 1 toegeschreven aan steekproefvariantie, bestaat niveau 2 uit variantie binnen studies en representeert niveau 3 de variantie tussen studies. Om de variantie van niveau 2 en niveau 3 te bepalen wordt dan het oorspronkelijke model vergeleken met een model waarin de variantie van datzelfde niveau op nul wordt gezet (Wibbelink & Assink, 2015). Aangezien eenzijdig toetsen een verbeterde variantiecomponent laat zien, werden gevonden p-waarden door twee gedeeld (Wibbelink & Assink, 2015). Door de gevonden variantie binnen studies kon het model met moderatoren worden uitgebreid. Vervolgens werden significante moderatoren in één model opgenomen om zo hun individuele invloed te toetsen terwijl werd gecontroleerd voor andere moderatoren.
Resultaten
De huidige meta-analyse omvatte K = 67 studies, waarbij #ES = 774 effectgroottes werden gerapporteerd over N = 4,639 jongeren, van wie n = 2,474 een SOVA-training hebben gevolgd. Er werd een significant middelgroot effect gevonden (d = .44, SE = 0.08, t (773) = 5.51, p <.001). Jongeren die een SOVA-training hebben gevolgd, vertoonden minder externaliserende gedragsproblemen dan jongeren uit een controlegroep. Variantie tussen effectgroottes kon voor 13 procent worden toegeschreven aan steekproefvariantie (niveau 1),
voor 26 procent aan variantie binnen studies (σ2
niveau2 = .16, χ2 (1) = 335.26, p = <.0001) en voor 61 procent aan variantie tussen studies (σ2
niveau3 = .36, χ2 (1) = 265.37, p = <.0001). Moderatoranalyse
In Tabel 1 worden alle resultaten van de moderatoranalyse weergegeven. Er waren significante verschillen tussen de verschillende doelgroepen. Elk van de doelgroepen liet echter nog wel een significant effect zien. Het grootste effect werd gevonden voor jongeren met agressieproblemen (d = .77), gevolgd door jongeren met externaliserende
gedragsproblemen (d = .41). SOVA-trainingen zijn het minst effectief voor jeugddelinquenten (d = .26). Er werd alleen een significant effect gevonden voor metingen die binnen drie
maanden na de training gedaan waren (d = .53), op de langere termijn was het effect niet meer significant. Daarnaast waren er significante verschillen tussen verschillende soorten
informanten, waarbij het effect voor elk van de groepen nog wel significant was. Er werd een groter effect gevonden wanneer de uitkomst is gemeten door een ander als informant (d = .52), dan wanneer gebruik is gemaakt van zelfrapportage (d = .48). SOVA-trainingen bleken bescheiden effectief op basis van gearchiveerde data (d = .28). Voorts waren
SOVA-trainingen significant effectief, ongeacht met welke vergelijkingsgroep werd vergeleken. Er werd een minder groot effect gevonden wanneer SOVA-trainingen werden vergeleken met een andere behandeling of TAU (d = .28) dan wanneer er werd vergeleken met een
controlegroep die geen- of een placebobehandeling onderging (respectievelijk d = .54 en d = .47). Tot slot was er een significant verschil tussen effectgroottes waarbij rekening is
gehouden met covariaten en effectgroottes die gebaseerd zijn op enkel de uitkomstmaat. Effectgroottes waarbij rekening gehouden is met covarianten lieten een groter effect zien (d = .62) dan effectgroottes die enkel op de uitkomst gebaseerd zijn (d = .42).
Er werden geen significante moderatoreffecten gevonden voor het geslacht of de gemiddelde leeftijd, of het onderzoek in of buiten de Verenigde Staten is uitgevoerd, of het
een gerandomiseerd of Quasi-Experimenteel onderzoeksontwerp had, wat de publicatiestatus of het publicatiejaar van het onderzoek was en of er gecontroleerd kon worden voor een voormeting.
Moderatoranalyse met meerdere moderatoren
Om de uniek invloed van de moderatoren te toetsen werden de volgende moderatoren in het model opgenomen: de doelgroepen jeugddelinquenten en jongeren met
agressieproblematiek, effectgroottes die drie maanden na de training werden gemeten, SOVA-trainingen die werden vergeleken met een placebobehandeling of TAU, een ander- en de gearchiveerde data als informant en het gebruik van covariaten. Zoals Tabel 2 laat zien behielden twee van deze moderatoren hun unieke modererende effect wanneer er werd
gecontroleerd voor het effect van de andere significante moderatoren. SOVA-trainingen lieten minder effect zien wanneer de effectgroottes drie maanden na de training werden gemeten, of wanneer werd vergeleken met een andere behandeling of TAU. De doelgroepen
jeugddelinquenten en jongeren met agressieproblematiek, een ander- en gearchiveerde data als informant, het vergelijken met een placebobehandeling en het gebruik van covariaten behielden hun modererende effecten niet.
Discussie
De huidige meta-analyse onderzocht of SOVA-trainingen effectief zijn in het
verminderen van externaliserende gedragsproblemen bij adolescenten. Dit lijkt inderdaad het geval te zijn: jongeren die een SOVA-training hebben gevolgd, vertoonden aanzienlijk minder gedragsproblemen dan jongeren uit een controlegroep. De huidige meta-analyse sluit hiermee aan bij voorgaande meta-analyses (Cook et al., 2008; Lee & DiGiuseppe, 2018; Lipsey, 2009; Lösel & Beelmann, 2003). Meerdere moderatoren hadden een significante invloed op het effect, maar slechts twee behielden dat effect wanneer gecontroleerd werd voor andere significante moderatoren.
Algehele effectiviteit
De gevonden algehele effectiviteit is, zoals verwacht, van middelgroot formaat. Volgens Cohen (1992) is een gematigd effect groot genoeg om in het alledaagse leven verandering op te merken. SOVA-trainingen zijn dus in staat om gedragsveranderingen te bewerkstelligen. Van alle deelnemers liet 66 procent (Cohen, 1992) na het volgen van een SOVA-training minder probleemgedrag zien dan voorheen. Dat niet alle jongeren profiteren van de training kan door een aantal factoren worden verklaard. Over het algemeen hebben interventies vaak het probleem dat jongeren niet voldoende gemotiveerd zijn om aan de interventie deel te nemen, ermee door te gaan en zich actief in te zetten (De Lange et al., 2013). Bovendien spelen bij veel jongeren met gedragsproblemen ook problemen in de thuissituatie. In veel gevallen is dan een brede gezinsinterventie nodig om de
gedragsproblemen te kunnen verminderen (De Lange et al., 2013). Moderatoren
De eerste moderator die significant bleef na het controleren voor andere moderatoren was wanneer de effectgroottes na drie maanden werden gemeten. Tegen verwachting in wees de moderatoranalyse uit dat effectgroottes die drie maanden na het einde van de training werden gemeten, slechts verwaarloosbare effecten vonden. Het lijkt er op dat
SOVA-trainingen wel goed in staat zijn om tijdelijk het probleemgedrag te verminderen, maar dat het resultaat op de lange termijn uitdooft. Een potentiele verklaring is dat SOVA-trainingen wel goed in staat zijn om tijdelijk het gedrag van jongeren te veranderen, maar niet om blijvende cognitieve herstructurering te bewerkstelligen. In voorgaande meta-analyses werden namelijk grotere effecten gevonden voor SOVA-trainingen die gericht waren op gedragsverandering dan voor SOVA-trainingen die gericht waren op cognitieve herstructurering (Maag, 2009; Lee & DiGisueppe, 2018). Wanneer SOVA-trainingen ter preventie van gedragsproblemen
doet vermoeden dat adequaat gedrag wel goed aan te leren is, maar dat het beoogde afleren van inadequaat gedrag veel meer inzet vereist. Wanneer we jongeren blijvend van hun gedragsproblemen af willen helpen, zou een langer traject van nazorg de jongeren kunnen stimuleren het geleerde gedrag in hun alledaagse leven toe te passen. Door middel van coaching bijvoorbeeld, kunnen jongeren vaardigheden die zij tijdens de training leren in de praktijk brengen (Bellaart, 2013).
De tweede moderator die zijn unieke effecten behield was de vergelijkingsgroep. Zoals verwacht, werd het gematigde algehele effect een bescheiden effect wanneer trainingen met een andere behandeling of TAU werden vergeleken. Jongeren die een SOVA-training ondergingen, vertoonden naderhand minder gedragsproblemen dan jongeren die een andere behandeling kregen. Dat het effect minder groot was wanneer met een andere
behandeling werd vergeleken is verklaarbaar. Het behandelen van jongeren met
gedragsproblemen kent namelijk een aantal algeheel werkzame factoren, waarbij de meeste effectiviteit wordt gewonnen in cliënt-, omgevings-, algemene- en verwachtingsfactoren (van Yperen, van der Steege, Addink, & Boendermaker, 2010). Dat SOVA-trainingen toch
effectiever zijn dan andere behandelingen, wordt volgens van Yperen en collega’s (2010) slechts voor een klein deel aan de methodiek toegeschreven (i.e. specifieke therapie en therapeutische technieken).
Overige bevindingen
Het onafhankelijk toetsen van de moderatoren liet zien dat SOVA-trainingen effectief zijn voor zowel jeugddelinquenten, jongeren met agressieproblemen én jongeren met
externaliserende gedragsproblemen in het algemeen. Desalniettemin lijken jeugddelinquenten, zoals verwacht, aanzienlijk minder profijt te hebben van de training. Hoewel
jeugddelinquenten veel gedragsproblemen vertonen, is hun problematiek vaak comorbide en niet los te koppelen van complexe trauma’s en internaliserende problemen (Kerig & Becker,
2010). Een interventie gericht op de sociale informatieverwerking is hier wellicht niet de juiste. Jongeren met agressieproblemen lijken aanzienlijk méér profijt van de training te hebben. Dat een SOVA-training zich wel goed leent voor de aanpak van deze jongeren wordt duidelijk doordat agressie vaak is aangeleerd door observatie en imitatie. Alternatief gedrag kan dan op dezelfde manier worden aangeleerd (Glick, 2003; Goldstein, Nensen, Daleflod, & Kalt, 2004). Wanneer de doelgroepen als moderator werden getoetst terwijl voor andere moderatoren werd gecontroleerd, bleken deze echter niet meer significant. Van de overige deelnemerskenmerken werd zoals verwacht geen modererend effect gevonden. Binnen de groep adolescenten tussen 12 en 18 jaar profiteren jongeren ongeacht hun leeftijd of geslacht evenveel van een SOVA-training.
De verschillen in effectgroottes worden mogelijk beter verklaard door de verschillende motieven die jongeren hebben voor het probleemgedrag. Wellicht zijn SOVA-trainingen wel in staat zijn om de reactieve vorm van probleemgedrag te verminderen, maar is de proactieve vorm van probleemgedrag niet toe te schrijven aan een gebrekkige sociale
informatieverwerking. Dit gedrag wordt namelijk bewust door jongeren ingezet om doelen te bereiken zoals anderen intimideren, pesten of macht en status vergaren (Tyler et al., 2019). Volgens Langeveld en collega’s (2012) kunnen SOVA-trainingen deze jongeren juist nog sterker kunnen maken in het manipuleren van anderen. Hiervoor wordt in de huidige meta-analyse echter geen evidentie gevonden. Lee en DiGisueppe (2018) merkten op dat er op het moment te weinig empirisch gebaseerde subtypen van externaliserende gedragsproblemen zijn, waardoor het vooralsnog ondoenlijk is om doelen en componenten van de training op de verschillende typen gedragingen af te stemmen.
Een aantal onderzoeksomstandigheden hadden bij onafhankelijk toetsen invloed op het algehele effect. Tegen verwachting in werden vergelijkbare effecten gevonden voor
gemaakt van een ander als informant. Wel werd een kleiner effect gevonden wanneer gebruik werd gemaakt van gearchiveerde data. Overeenstemmend, vonden Weisz en collega’s (2017) dat wanneer de informant iemand was die de jongere goed kende (i.e. zichzelf, ouders en andere opvoeders) zij hogere en meer vergelijkbare resultaten laten zien dan informanten die de jongeren minder goed of niet kenden. De beide soorten informanten (een ander en
gearchiveerde data) bleven als moderatoren niet significant wanneer werd gecontroleerd voor andere moderatoren. Desalniettemin blijft het opnemen van diverse informanten van belang in vervolgonderzoek en de praktijk. Gedragingen van jongeren zijn op zekere hoogte een
interpretatie van de mensen om hen heen. Door het opnemen van verschillende informanten kunnen gedragingen in diverse contexten worden geobserveerd, waardoor het probleemgedrag in meerdere perspectieven wordt gezien (Weisz et al., 2017).
De moderatoranalyse vond een grotere effectiviteit bij effectgroottes waarbij rekening werd gehouden met covariaten. Dit zou het belang kunnen impliceren om in
vervolgonderzoek rekening te houden met predictoren bij het berekenen van effectgroottes. Overigens bleek deze moderator niet meer significant wanneer werd gecontroleerd voor andere moderatoren. Er werden geen modererende effecten gevonden voor het continent waar het onderzoek is uitgevoerd, het type onderzoeksdesign, de publicatiestatus of het
publicatiejaar, de studiekwaliteit en of er gecontroleerd kon worden voor een voormeting. De huidige meta-analyse was de eerste die zich expliciet richtte op adolescenten met externaliserende gedragsproblemen en waarbij verschillende deelnemers- en
onderzoeksomstandigheden tegelijkertijd konden worden getoetst. Door deze structuur heeft de huidige meta-analyse laten zien dat SOVA-trainingen bescheiden effectiever zijn dan andere behandelingen. Daarbij laat de moderatoranalyse eerste aanwijzingen zien voor het feit dat SOVA-trainingen mogelijk slechts kortdurend effectief zijn. Voorts lijken
SOVA-trainingen te profiteren. De meta-analyse heeft 67 studies kunnen includeren, waardoor de resultaten gezien het hoge aantal studies met meer zekerheid kunnen worden gegeneraliseerd (Lipsey & Wilson, 2001).
Beperkingen
De huidige meta-analyse kent een aantal beperkingen. Net zoals andere meta-analyses heeft het huidige onderzoek alleen informatie kunnen gebruiken die studies beschikbaar stelden. Hierdoor konden niet alle moderatoren getoetst worden. Door een gebrek aan demografische gegevens kon geen uitspraak gedaan worden over etniciteit als moderator. Daarnaast was ook controleren op trainingsintegriteit niet mogelijk door een gebrek aan gegevens. Een aantal studies konden überhaupt niet worden meegenomen door het gebruiken van ondeugdelijke effectgroottes (K = 13) of omdat ze ontoegankelijk waren (K = 21). Conclusie
SOVA-trainingen overtreffen andere behandelingen of TAU enigermate in het verminderen van gedragsproblemen bij jongeren. Vooralsnog is het inzetten van SOVA-trainingen effectief om gedragsproblemen onder de drie onderzochte doelgroepen te reduceren, waarbij jeugddelinquenten hier het minst van lijken te profiteren.
SOVA-trainingen lijken het meest effectief te zijn voor jongeren met agressieproblemen. Als we in de toekomst meer jongeren van hun gedragsproblemen af willen helpen is meer empirische evidentie nodig voor de verschillende typen gedragsproblemen. Op die manier kunnen doelen en componenten van SOVA-trainingen beter op de verschillende jongeren worden afgestemd. Resultaten van de huidige meta-analyse geven eerste aanwijzingen voor een kortstondige werking van SOVA-trainingen. Meer onderzoek is nodig naar de vergankelijkheid van het effect en of het uitblijven van cognitieve herstructurering hiervan de oorzaak is. Tot die tijd zullen SOVA-trainingen een traject van nazorg moeten aanbieden, zodat jongeren hetgeen ze geleerd hebben ook in het alledaagse leven gaan toepassen.
Literatuurlijst
Ang, R. P. (2003). Social problem-solving skills training: Does it really work? Child Care in
Practice, 9, 5-13.
Ang, R. P., & Hughes, J. N. (2002). Differential benefits of skills training with antisocial youth based on group composition: A meta-analytic investigation. School Psychology
Review, 31, 164-185.
Barker, N. C. (1998). Can specialized after-school programs impact delinquent behavior among African American youth? Proceedings of the Annual Research Conference, A
System of Care for Children's Mental Health: Expanding the Research Base, 10(345),
350.
Barkley, R. A. (2004). Adolescents with attention-deficit/hyperactivity disorder: An overview of empirically based treatments. Journal of Psychiatric Practice, 10(1), 39-56.
Barnoski, R. P., & Aos, S. (2004). Outcome evaluation of Washington state's research-based
programs for juvenile offenders. (Ongepubliceerd Olympia, WA, Washington State
Institute for Public Policy.
Bellaart, H. (2013). Jongeren weer op de rails: Verminderen van recidive bij ontspoorde
migrantenjongeren. Amsterdam: FORUM.
Betz, C. L. (1995). Childhood violence: A nursing concern. Pediatric Nursing, 18, 149-161. Beyers, J. M., Bates, J. E., Pettit, G. S., & Dodge, K. A. (2003). Neighborhood structure,
parenting processes, and the development of youths’ externalizing behaviors: A multilevel analysis. American Journal of Community Psychology, 31, 35-53.
Bijlstra, J., & Nienhuis, B. (2003). Sociale-vaardigheidstrainingen: Meten we of meten we niet? Psycholoog-Amsterdam, 28(4), 174-178.
Block, J. (1978). Effects of a rational-emotive mental health program on poorly achieving, disruptive high school students. Journal of Counseling Psychology, 25(1), 61-65.
Booth, B. A. (1995). A cognitively based anger control training program with aggressive
adolescents in the school setting. (Ongepubliceerd proefschrift) Nelson Rockefeller
College of Public affairs and Policy.
Bottcher, J. (1985). The Athena program: An evaluation of a girl's treatment program at the
Fresno county probation department's juvenile hall. (Ongepubliceerd proefschrift).
Fresno, California Department of the Youth Authority.
Bowman, P. C., & Auerbach, S. M. (1982). Impulsive youthful offenders: A multimodal cognitive behavioral treatment program. Criminal Justice and Behavior, 9, 432-454. doi:10.1177/0093854882009004003
Breulin, D. C., Cimmarusti, R. A., Bryant-Edwards, T. L., & Hetherington, J. S. (2002). Conflict resolution training as an alternative to suspension for violent behavior. The
Journal of Educational Research, 95(6), 349-357.
Bruyere, D. H. (1975). The effects of client-centered and behavioral group counseling on
classroom behavior and self-concept of junior high school students who exhibited disruptive classroom behavior. (Ongepubliceerd proefschrift). Graduate School of the
University of Oregon, Oregon.
Bunford, N. (2016). Interpersonal skills group - corrections modified for detained juvenile
offenders with externalizing disorders: A controlled pilot clinical trial. (Ongepubliceerd
proefschrift). Ohio University, Ohio.
Burcham, B. G. (2002). Impact of school-based social problem-solving training on middle
school students with disruptive behavior. (Ongepubliceerd proefschrift). The Graduate
School, University of Kentucky.
Castillo‐Gualda, R., Cabello, R., Herrero, M., Rodríguez‐Carvajal, R., & Fernández‐Berrocal, P. (2018). A Three‐Year emotional intelligence intervention to reduce adolescent
aggression: The mediating role of unpleasant affectivity. Journal of Research on
Adolescence, 28(1), 186-198.
Cejudo, J., & López-Delgado, M. L. (2018). Effectiveness of the videogame “Spock” for the improvement of the emotional intelligence on psychosocial adjustment in adolescents.
Computers in Human Behavior, doi:doi.org/10.1016/j.chb.2018.09.028
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences. Hillsdale: NJ: Erlbam.
Cohen, J. (1992). A power primer. Psychological Bulletin, 112(1), 155.
Colder, C. R., Scalco, M., Trucco, E. M., Read, J. P., Lengua, L. J., Wieczorek, W. F., & Hawk Jr, L. W. (2013). Prospective associations of internalizing and externalizing problems and their co-occurrence with early adolescent substance use. Journal of
Abnormal Child Psychology, 41, 667-667. doi:10.1007/s10802-012-9701-0
Coleman, M., Pfeiffer, S., & Oakland, T. (1992). Aggression replacement training with behaviorally disordered adolescents. Behavioral Disorders, 18(1), 54-66.
Conaway, C. A. (1982). A cognitive behavioral intervention procedure for anger management
with emotionally disturbed adolescents. (Ongepubliceerd proefschrift). Graduate School
of East Texas State University, Texas.
Cook, C. R., Gresham, F. M., Kern, L., Barreras, R. B., Thornton, S., & Crews, S. D. (2008). Social skills training for secondary students with emotional and/or behavioral disorders: A review and analysis of the meta-analytic literature. Journal of Emotional and
Behavioral Disorders, 16, 131-144. doi:10.1177/1063426608314541
Curran, J., & Bull, R. (2009). Ross programme: Effectiveness with young people in residential childcare. Psychiatry, Psychology and Law, 16(1), 81-89.
De Lange, M., Matthys, W., Foolen, N., Addink, A., Oudhof, M., & Vermeij, K. (2013). Richtlijn ernstige gedragsproblemen voor de jeugdzorg (protocol severe behavior problems for youth care).
De Los Reyes, A., Thomas, S. A., Goodman, K. L., & Kundey, S. M. (2013). Principles underlying the use of multiple informants' reports. Annual Review of Clinical
Psychology, 9, 123-149.
Down, R., Willner, P., Watts, L., & Griffiths, J. (2011). Anger management groups for adolescents: A mixed-methods study of efficacy and treatment preferences. Clinical
Child Psychology and Psychiatry, 16(1), 33-52.
Durlak, J. A., Weissberg, R. P., & Pachan, M. (2010). A meta-analysis of after-school programs that seek to promote personal and social skills in children and adolescents.
American Journal of Community Psychology, 45(3-4), 294-309.
Elrod, H. P., & Minor, K. I. (1992). Second wave evaluation of a multi-faceted intervention for juvenile court probationers. International Journal of Offender Therapy and
Comparative Criminology, 36(3), 247-262.
Erickson, J. A. (2013). The efficacy of aggression replacement training with female juvenile
offenders in a residential commitment program. (Ongepubliceerd proefschrift).
University of South Florida, Tampa.
Etscheidt, S. L. (1984). A comparison of cognitive, cognitive-behavioral and behavioral
interventions in reducing classroom aggressive behavior. (Ongepubliceerd proefschrift).
Minesota, Faculty of Graduate School of the University of Minesota.
Feindler, E. L. (1979). Cognitive and behavioral approaches to anger control training in
explosive adolescents. (Ongepubliceerd proefschrift). West Virginia University,
Feindler, E. L., Ecton, R. B., Kingsley, D., & Dubey, D. R. (1986). Group anger-control training for institutionalized psychiatric male adolescents. Behavior Therapy, 17(2), 109-123.
Feindler, E. L., Marriott, S. A., & Iwata, M. (1984). Group anger control training for junior high school delinquents. Cognitive Therapy and Research, 8(3), 299-311.
Filella, G., Ros-Morente, A., Oriol, X., & March-Llanes, J. (2018). The assertive resolution of conflicts in school with a gamified emotion education program. Frontiers in Psychology,
9.
Freiden. (2005). GAME: A clinical intervention to reduce adolescent violence in schools. (Ongepubliceerd proefschrift).
Gariddo, V., Garrido, V., & Sanchis, J. R. (1991). The cognitive model in the treatment of Spanish offenders: Theory and practice. Journal of Correctional Education, 42(2), 111-118.
Glick, B. (2003). Aggression replacement training: A comprehensive intervention for aggressive youth. In B. Schwartz (Ed.), Correctional psychology: Practice,
programming, and administration. Kingston: J: Civic Research Institute.
Goldstein, A. P., Nensen, R., Daleflod, B., & Kalt, M. (Eds.). (2004). New perspectives on
aggression replacement training: Practice, research, and application. West Sussex,
England: John Wiley & Sons.
Goldstein, N. E., Giallella, C. L., Haney-Caron, E., Peterson, L., Serico, J., Kemp, K., & Romaine, C. R. (2018). Juvenile justice anger management (JJAM) treatment for girls: Results of a randomized controlled trial. Psychological Services, 14(4), 386-397. doi:dx.doi.org/10.1037/ser0000184
Green-Burns, W. B. (1979). Anger control as a method of treatment for juvenile delinquency. (Ongepubliceerd proefschrift). The University of Alabama, Tuscaloosa. (8015574)
Guerra, N. G., & Slaby, R. G. (1990). Cognitive mediators of aggression in adolescent offenders: 2. intervention. Developmental Psychology, 26, 269-277. doi:10.1037/0012-1649.26.2.269
Helmond, P., Overbeek, G., & Brugman, D. (2014). A multiaspect program integrity assessment of the cognitive-behavioral program EQUIP for incarcered offenders.
International Journal of Offender Therapy and Comparative Criminology, 58(10),
1186-1204. doi:10.1177/0306624X13494171
Huey, W. C., & Rank, R. C. (1984). Effects of counselor and peer-led group assertive training on black adolescent aggression. Journal of Counseling Psychology, 31(1), 95.
Hughes, L. S. (1991). Acquisition of conflict management skills with high school adolescent females. The Graduate College Western Michigan University.
Jones, Y. (1991). Aggression replacement training in a high school setting. Australian Journal
of Guidance & Counseling, 1(1), 1-11.
Kannappan, R. (1993). Control intervention for behavioral deviance in adolescent deviant boys. Indian Journal of Criminology,
Kaya, F., & Buzlu, S. (2016). Effects of aggression replacement training on problem solving, anger and aggressive behavior among adolescents with criminal attempts in turkey: A quasi-experimental study. Archives of Psychiatric Nursing, 30, 729-735.
doi:10.1016/j.apnu.2016.07.001
Kerig, P. K., & Becker, S. P. (2010). From internalizing to externalizing: Theoretical models of the processes linking PTSD to juvenile delinquency. In S. J. Egan (Ed.), Posttraumatic
stress disorder (PTSD): Causes, symptoms and treatment (pp. 33-78). Hauppage: NY:
Knorth, E. J., Harder, A. T., Zandberg, T., & Kendrick, A. J. (2008). Under one roof: A review and selective meta-analysis on the out- comes of residential child and youth care.
Children and Youth Services Review, 30, 123-140.
Kradel, P. F. (1972). Adlerian role playing for the reorientation and reeducation of high
school students with behavior problems. (Ongepubliceerd proefschrift). The Graduate
School West Virginia University, West Virginia.
Langeveld, J. H., Gundersen, K. K., & Svartdal, F. (2012). Social competence as a mediating factor in reduction of behavioral problems. Scandinavian Journal of Educational
Research, 56(4), 381-399. doi:10.1080/00313831.2011.5945514
Lasater, L., Willis, T., Sherman, T., Schaaf, D., & Petak, F. (2008). School-based probation
intervention results with high-risk youth in Montana. (Ongepubliceerd proefschrift).
Montana.
Latzman, T. L. (2008). An evaluation of project peer: A juvenile delinquency treatment
program. (Ongepubliceerd proefschrift). Pace University, New York.
Lee, A. H., & DiGiuseppe, R. (2018). Anger and aggression treatments: A review of meta-analyses. Current Opinion in Psychology, 19, 65-74.
Lee, D. Y., Hallberg, E. T., & Hassard, J. H. (1979). Effects of assertion training on aggressive behavior of adolescents. Journal of Counseling Psychology, 26(5), 459. Leeman, L. W., Gibbs, J. C., & Fuller, D. (1993). Evaluation of a multicomponent group
treatment program for juvenile delinquents. Aggressive Behavior, 19, 281-292. doi:10.1002/1098-2337
Lipsey, M. W. (2009). The primary factors that characterize effective interventions with juvenile offenders: A meta-analytic overview. Victims and Offenders, 4(2), 124-147. Lipsey, M. W., & Wilson, D. B. (2001). Practical meta-analysis. SAGE publications, Inc.
Long, S. J., & Sherer, M. (1985). Social skills training with juvenile offenders. Child &
Family Behavior Therapy, 6, 1-12. doi:10.1300/J019v06n04_01
Lösel, F., & Beelmann, A. (2003). Effects of child skills training in preventing antisocial behavior: A systematic review of randomized evaluations. The Annals of the American
Academy of Political and Social Science, 587, 84-109. doi:10.1177/0002716202250793
Maag, J. W. (2006). Social skills training for students with emotional and behavioral disorders: A review of reviews. Behavioral Disorders, 32, 4-17.
doi:10.1177/019874290603200104
Mason, J. H. (1996). The effect if anger management on young adolescent African American males and fighting at school. California State University at Long Beach,
Mitchell, J., & Palmer, E. J. (2004). Evaluating the “Reasoning and rehabilitation” program for young offenders. Journal of Offender Rehabilitation, 39, 31-45.
doi:10.1300/J076v39n04_03
Nijhof, K. S., Dam, C. V., Veerman, J. W., Engels, R. C., & Scholte, R. H. (2010). Nieuw zorgaanbod: Gesloten jeugdzorg voor adolescenten met ernstige gedragsproblemen.
Pedagogiek, 30(3), 177-191.
Offord, D. R., Boyle, M. H., Racine, Y., Szatmari, P., Fleming, J. E., Sanford, M., & Lipman, E. (1996). Integrating assessment data from multiple informants. Journal of the American
Academy of Child & Adolescent Psychiatry, 35(8), 1078-1085.
Ollendick, T. H., & Hersen, M. (1979). Social skills training for juvenile delinquents.
Behaviour Research and Therapy, 17, 547-554. doi:10.1016/0005-7967(79)90098-6
Petit, J. A. (1999). The effects of an anger management program on aggressive adolescents: A
cognitive-behavioral approach. (Ongepubliceerd ). The Counselor Education Program.
Pullen, S. K. (1996). Evaluation of the reasoning and rehabilitation cognitive skills
proefschrift). Office of Research and Statistics, Diversion of Criminal Justice, Colorado Department of Public Safety,
Qutaiba, A. (2010). Cognitive behavioral intervention in dealing with school violence among Arab Palestinian adolescents in Israel. Procedia-Social and Behavioral Sciences,
5(1317), 1325.
Rosengren, D. B. (1982). The program for anger control training (PACT): An intervention for angry adolescents. Concordia College, Moorhead Minesota,
Rothstein, H. R., Sutton, A. J., & Borenstein, M. (2006). Publication bias in meta-analysis:
Prevention, assessment and adjustments John Wiley & Sons.
Sarason, I. G., & Ganzer, V. J. (1973). Modeling and group discussion in the rehabilitation of juvenile delinquents. Journal of Counseling Psychology, 20, 442-449.
doi:10.1037/h0035389
Schlichter, K. J., & Horan, J. J. (1981). Effects of stress inoculation on the anger and aggression management skills of institutionalized juvenile delinquents. Cognitive
Therapy and Research, 5, 359-365. doi:10.1007/BF01173687
Scholte, E. M., & Van der Ploeg, J. D. (2003). Effectiveness of residential treatment methods for youngsters with severe behavioral problems: Findings from a one year follow-up study. International Journal of Child and Family Welfare, 6(4), 185-197.
Schuurmans, A. A., Nijhof, K. S., Engels, R. C., & Granic, I. (2018). Using a videogame intervention to reduce anxiety and externalizing problems among youths in residential care: An initial randomized controlled trial. Journal of Psychopathology and Behavioral
Assessment, 40(2), 344-354.
Shivrattan, J. L. (1988). Social interactional training and incarcerated juvenile delinquents.
Snyder, J. J., & White, M. J. (1979). The use of cognitive self-instruction in the treatment of behaviorally disturbed adolescents. Behavior Therapy, 10(2), 227-235.
Stainback, G. J. (1985). A dissertation proposal submitted to the graduate faculty of North Carolina state university. Graduate Faculty of North Carolina State University. Steele, P. D. (1991). Youth corrections mediation program: Final report of evaluation
activities. (Ongepubliceerd proefschrift). Youth Resource and Analysis Center,
University of Mexico/New Mexico Center for Dispute Resolution.
Stephanik, C. E. (1997). Effects of a parent/adolescent training program on adolescent
conduct disorders: A comparison across four intervention conditions. (Niet-gepubliceerd
proefschrift). West Virginia University.
Tabacknick, B. G., & Fidell, L. S. (2013). Using multivariate statistics (6th ed.). Boston: Ally and Bacon.
Tellier, J. E. (1998). Anger and depression among incarcerated juvenile delinquents: A pilot
intervention. (Niet-gepubliceerd proefschrift). Wright Institute Graduate School of
Psychology, Berkeley. (9912972)
Thomas, E. S. (1967). Effects of experimental school counseling on delinquency-prone
adolescents. (Ongepubliceerd proefschrift). School of Education of Stanford University.
Tofte-Tipps, S. J. (1980). Group social skills training of adolescents with school adjustment
problems. (Ongepubliceerd proefschrift). North Texas State University, Denton.
(8029019)
Trautman, T. S. (1984). Cognitive-behavior modification treatment of serve behavior disordered adolescents. Northern Illinois University.
Tyler, P. M., White, S. F., Thompson, R. W., & Blair, R. J. R. (2019). Applying a cognitive neuroscience perspective to disruptive behavior disorders: Implications for schools.
Valizadeh, S., Davaji, R. B. O., & Nikamal, M. (2010). The effectiveness of anger
management skills training on reduction of aggression in adolescents. Procedia-Social
and Behavioral Sciences, 5, 1195-1199.
Van den Noortgate, W., & Onghena, P. (2003). Multilevel meta-analysis: A comparison with traditional meta-analytical procedures. Educational and Psychological Measurement, 63, 765-790. doi:10.1177/0013164403251027
Van der Stouwe, T. (2016). Manual for using the study quality checklist. Amsterdam: University of Amsterdam.
Van der Stouwe, T., Asscher, J. J., Stams, G. J. J. M., Hoeve, M., & Van der Laan, P. H. (2015). Effectstudie Tools4U: Effecten op cognitieve en sociale vaardigheden. onderzoek
effecten van leerstraf Tools4U op cognitieve en sociale vaardigheden. Amsterdam:
Universiteit van Amsterdam, Forensische Orthopedagogiek.
van der Stouwe, T., Asscher, J. J., Stams, G. J. J., Deković, M., & van der Laan, P. H. (2014). The effectiveness of multisystemic therapy (MST): A meta-analysis. Clinical Psychology
Review, 34(6), 468-481.
van der Stouwe, T., Gubbels, J., Castenmiller Y.L., van der Zouwen, M., Asscher, J. J., Hoeve, M., . . . Stams G.J.J.M. (2018). The effectiveness of social skills training (SST) for juvenile delinquents: A meta-analytical review.
Van Nieuwenhuijzen, M., Van Rest, M. M., Embregts, P. J. C. M., Vriens, A., Oostermeijer, S., Van Bokhoven, I., & Matthys, W. (2017). Executive functions and social information processing in adolescents with severe behavior problems. Child Neuropsychology, 23(2), 228-241. doi:10.1080/09297049.2015.1108396
Van Rest, M. M., Matthys, W., Van Nieuwenhuijzen, M., De Moor, M. H., Vriens, A., & Schuengel, C. (2018). Social information processing skills link executive functions to
aggression in adolescents with mild to borderline intellectual disability. Child
Neuropsychology, 1-26.
van Yperen, T., van der Steege, M., Addink, A., & Boendermaker, L. (2010). Algemeen en
specifiek werkzame factoren in de jeugdzorg. stand van de discussie. Utrecht: Nederlands
Jeugdinstituut.
Vernot, G. G. (1975). A study of the effectiveness of group counseling using a human relations treatment program with disruptive tenth grade boys. Program of Counseling,
Health & Rehabilitation.
Voelm, C. E. (1983). The efficacy of teaching rational emotive education to acting-out and socially withdrawn adolescents. California School of Professional Psychology,
Weisz, J. R., Kuppens, S., Ng, M. Y., Eckshtain, D., Ugueto, A. M., Vaughn-Coaxum, R., & Weersing, V. R. (2017). What five decades of research tells us about the effects of youth psychological therapy: A multilevel meta-analysis and implications for science and practice. American Psychologist, 72(2), 79.
White, R., & Renk, K. (2012). Externalizing behavior problems during adolescence: An ecological perspective. Journal of Child and Family Studies, 21, 158-171.
doi:10.1007/s10826-011-9459-y
Wibbelink, C., & Assink, M. (2015). Handleiding voor het uitvoeren van een drie-level
meta-analyse in R. Amsterdam: Afdeling Forensische Orthopedagogiek, Universiteit van
Amsterdam.
Wong, D. F., Ip, P. S., Chan, M. H., & Zhuang, X. Y. (2018). A preliminary study on
Cognitive–Behavior interventions for Hong Kong Chinese delinquent youth. Research on
Yavuzer, Y. (2012). Effect of creative drama-based group guidance on male-adolescents' conflict resolution skills. Egitim Arasirmalari-Eurasian Journal of Education Research,
47(113), 130.
Zahn, M. A. (1964). An evaluation of an experimental delinquency prevention program. The Ohio State University.
Zelie, K., Stone, C. I., & Lehr, E. (1980). Cognitive‐Behavioral intervention in school discipline: A preliminary study. . The Personnel and Guidance Journal, 59(2), 80-83.
Tabel 1 Moderator effecten Moderator K #ES d/β0 t β1 t1 F Deelnemerskenmerken Doelgroep (D) 3.67* Ext. gedragsproblemen 20 203 .41 2.91** Jeugddelinquenten 29 366 .26 2.18* -.16 2.91 Agressieproblemen 18 205 .77 5.16*** .36 1.75 Percentage mannen (C) 61 736 .00 Gemiddelde leeftijd (C) 44 554 .01 Onderzoekskenmerken Follow-up 28.68*** Binnen 3 maanden 56 591 .53 6.45*** .42 -5.36*** Na 3 maanden 11 183 .11 1.12 Soort informant (D) 3.67* Zelfrapportage 33 340 .48 5.52*** Ander als informant 18 267 .52 5.93*** .04 .71 Gearchiveerde data 16 167 .28 2.83** -.20 -2.20* Vergelijkingsgroep (D) 5.79** Geen behandeling 31 342 .54 6.40*** Placebo 11 102 .47 4.14*** -.06 -.71 Treatment As Usual 25 330 .28 3.01** -.25 -3.36*** Verenigde Staten 48 568 .64 RCT 35 501 .11 Gepubliceerd 36 417 1.85 Publicatiejaar (C) 67 774 2.98 Studiekwaliteit (C) 67 774 1.26 Gecorrigeerd op voormeting 67 562 .03
Gebruik van covariaten 67 4.02*
Wel gebruik covariaten 126 .62 5.21*** Geen gebruik covariaten 648 .42 5.07*** .20 2.01*
Noot. K = aantal studies #ES = aantal effectmaten; d/β0 = gemiddelde effectmaat; t = t-waarde bij d gemeten
vanaf nul; β1 = d gemeten vanaf referentiecategorie t1 = t-waarde bij d gemeten vanaf referentiecategorie; F =
omnibus toets, df: #categorieën-1, #ES-#categorieën. Moderatoren zijn dichotoom tenzij anders omschreven. (C) = Continue variabele; (D) = Dummy variabele. * p < .05, ** p < .01, *** p < .001
Tabel 2
Multivariatie model met alle significante moderatoren
d/β0 t β1 t1 (df, df) F
Gedragsproblemen (K = 67, #ES = 774) .52 3.39*** (8, 765) 6.17***
Onderzoekskenmerken
Doelgroep: Jeugddelinquenten -.06 -.33
Doelgroep: Agressieproblemen .33 1.53
Follow-up: na drie maanden -.37 -4.70***
Informant: Ander als informant .05 .91 Informant: Gearchiveerde data -.10 -1.80
Vergelijkingsgroep: Placebo -.09 -.98
Vergelijkingsgroep: Treatment As Usual -.21 -2.74**
Wel gebruik van covariaten -.17 -1.68
Noot. K = aantal studies #ES = aantal effectmaten; d/β0 = gemiddelde effectmaat; t = t-waarde bij d gemeten
vanaf nul; β1 = d gemeten vanaf referentiecategorie t1 = t-waarde bij d gemeten vanaf referentiecategorie; F =
Figuur 1: Stroomschema voor de zoektocht
Zoektocht: electronische databanken, referentielijsten
Selectie gebaseerd op titel, (K = 1666)
Exclusie (K = 1455)
Review artikel (K = 271) Geen empirisch onderzoek (K = 238)
Geen toegang (K = 21) Incorrecte doelgroep (K = 231) Geen vergelijkingsgroep (K = 146)
Geen SOVA-training (K = 247) Incorrecte leeftijd (K = 295) Niet Engels of Nederlands ( K = 6)
Selectie gebaseerd op titel en abstract (K = 211)
Exclusie (K = 143) Incorrecte doelgroep (K = 39) Geen vergelijkingsgroep (K = 17) Geen SOVA (K = 19) Incorrecte leeftijd (K = 56) Effectmaten onbruikbaar (K = 13) Uiteindelijke selectie (K = 67)
APPENDIX
Onderzoeks-, deelnemers- en effectmaatkenmerken van de geïncludeerde studies
Noot. Nr = onderzoeksnummer; jaar = publicatiejaar, pub = gepubliceerd ja/nee; VS = onderzoek uitgevoerd in Verenigde Staten; R/QE = Random of Quasi-Experimenteel; VVG =
vergelijkingsgroep: controle, placebo of Treatment As Usual (TAU)/andere training; INF = soort informant: zelfrapportage, door ander (and), archief (arch); FU>3 = Follow-upduur na 3 maanden; SK = studiekwaliteit; DG = doelgroep: jeugddelinquenten (JD), externaliserende gedragsproblemen (EG) of agressieproblemen (AG); % man = percentage mannen in de steekproef; GemL = gemiddelde leeftijd steekproef; n = aantal jongeren trainingsgroep; contr = gecontroleerd op voormeting; covar = gebruik gemaakt van covariaten; µd (#ES) = gemiddelde effectmaat.
Onderzoekskenmerken Deelnemerskenmerken Effectmaatkenmerken
Nr Auteurs jaar pub VS R/QE VGG INF FU>3 SK DGP % man GemL n contr covar µd (#ES)
1 (Yavuzer) 2012 Ja Nee QE controle zelf Nee 18 AG 100 - 9 Ja Nee 1.94(2)
2 (Down, Willner, Watts, & Griffiths) 2011 Ja Nee R controle zelf Nee 11 EG 64 13.48 9 Ja Ja .19(4)
3 (Qutaiba) 2010 Ja Nee R controle and Nee 16 AG 85 - 50 Ja Nee .51(9)
4 (Valizadeh, Davaji, & Nikamal) 2010 Ja nee R controle zelf Nee 14 AG 100 15.38 20 Ja Nee 1.55(1)
5 (Curran & Bull) 2009 Ja Nee R controle zelf Nee 22 EG 100 - 14 Ja Nee 1.15(4)
6 (Elrod & Minor) 1992 Ja Ja QE TAU arch Nee 18 JD 77 14.80 22 Nee Nee .01(2)
7 (Burcham) 2002 Nee Ja R placebo and Nee 16 EG 56 - 38 Ja Nee -.11(12)
8 (Petit) 1999 Nee Ja R placebo zelf Nee 19 AG 47 16.19 15 Ja Ja .01(14)
9 (Stephanik) 1997 Nee Ja R controle zelf Nee 15 EG 100 14.50 7 Ja Nee .09(16)
10 (Mason) 1996 Nee Ja R controle zelf Nee 8 EG 100 - 26 Ja Nee .51(9)
11 (Booth) 1995 Nee Ja R TAU zelf Ja 26 EG 67 13.42 24 Ja Nee .44(50)
12 (Kannappan) 1993 Ja Nee R controle and Nee 7 EG 100 - 20 Ja Nee 1.11(5)
13 (Coleman, Pfeiffer, & Oakland) 1992 Ja Ja R controle and Nee 24 EG 74 15.75 24 Ja Nee -.19(2)
14 (Goldstein, N. E. et al.) 2018 Ja Ja R TAU zelf Ja 31 JD 0 17.45 29 Ja Nee .43(8)
15 (Cejudo & López-Delgado) 2018 Ja Nee QE TAU zelf nee 15 AG 49 - 42 Ja Nee .22(5)
16 (Hughes) 1991 Nee Ja R placebo and Nee 9 EG 0 - 10 Ja Nee .87(2)
17 (Lasater, Willis, Sherman, Schaaf, & Petak) 2008 Nee Ja QE controle arch Nee 6 EG 60 15.80 19 Nee Nee -.13(9)
18 (Jones) 1991 Ja Nee R TAU and Nee 17 AG 50 13.75 6 Ja Nee .50(70)
19 (Feindler, Ecton, Kingsley, & Dubey) 1986 Ja Ja QR controle zelf Nee 12 EG 100 15.92 10 Ja Nee 1.41(5)
20 (Rosengren) 1986 Nee Ja QR controle and Nee 15 AG 69 15.46 6 Ja Nee .22(5)
21 (Stainback) 1985 Nee Ja R controle zelf Nee 11 AG 75 13.45 20 Ja Nee -.04(8)
22 (Etscheidt) 1984 Nee Ja R controle and Nee 13 AG 80 15.17 10 Ja Nee 1.42(16)
23 (Feindler, Marriott, & Iwata) 1984 Ja Ja R controle arch Nee 18 EG - 13.80 18 Ja Nee 1.21(6)
24 (Huey & Rank) 1984 Ja Ja R placebo zelf Nee 13 AG 100 - 6 Ja Nee .95(24)
25 (Trautman) 1984 Nee Ja R placebo zelf Nee 20 EG 100 - 14 Ja Nee -.19(7)
26 (Schuurmans et al.) 2018 Ja Nee R TAU zelf Nee 22 EG 89 13.97 18 Ja Nee .44(4)
27 (Wong, Ip, Chan, & Zhuang) 2018 Ja Nee QE TAU zelf Ja 19 JD 90 16.63 20 Ja Nee .50(14)
28 (Voelm) 1983 Nee Ja R TAU zelf Nee 22 EG 75 13.86 14 Ja Nee .18(30)
29 (Conaway) 1982 Nee Ja QE placebo zelf Nee 22 AG 100 14.22 9 Ja Ja 2.18(7)
30 (Barker) 1998 Ja Ja QE controle arch Nee 10 JD 71 14.30 7 Ja Nee 1.71(1)
31 (Zelie, Stone, & Lehr) 1980 Ja Ja QE controle and Nee 17 AG - - 30 Nee Nee 1.43(4)
32 (Lee, D. Y., Hallberg, & Hassard) 1979 Ja Nee R placebo zelf Nee 19 AG 80 - 7 Ja Nee .95(6)
33 (Snyder & White) 1979 Ja Ja QE TAU and Nee 29 EG 60 - 5 Ja Nee 1.63(8)
Noot. Nr = onderzoeksnummer; jaar = publicatiejaar, pub = gepubliceerd ja/nee; VS = onderzoek uitgevoerd in Verenigde Staten; R/QE = Random of Quasi-Experimenteel; VVG =
vergelijkingsgroep: controle, placebo of Treatment As Usual (TAU)/andere training; INF = soort informant: zelfrapportage, door ander (and), archief (arch); FU>3 = Follow-upduur na 3 maanden; SK = studiekwaliteit; DG = doelgroep: jeugddelinquenten (JD), externaliserende gedragsproblemen (EG) of agressieproblemen (AG); % man = percentage mannen in de steekproef; GemL = gemiddelde leeftijd steekproef; n = aantal jongeren trainingsgroep; contr = gecontroleerd op voormeting; covar = gebruik gemaakt van covariaten; µd (#ES) = gemiddelde effectmaat.
Onderzoekskenmerken Deelnemerskenmerken Effectmaatkenmerken
Nr Auteurs jaar pub VS R/QE VGG INF FU>3 SK DG % man GemL n contr covar µd (#ES)
35 (Vernot) 1975 Nee Ja QE placebo arch Ja 24 EG 100 - 19 Ja Nee -.02(6)
36 (Kradel) 1972 Nee Ja R control and Nee 23 EG 64 - 19 Nee Ja .59(6)
37 (Zahn) 1964 Nee Ja R controle arch Ja 27 EG 100 - 195 Ja Nee -.27(1)
38 (Erickson) 2013 Nee Ja QE TAU and Nee 23 JD 0 16.85 30 Ja Nee .11(3)
39 (Van der Stouwe, Asscher, Stams, et al.) 2015 Nee Nee QE TAU zelf Nee 37 JD 71 15.70 115 Ja Nee .15(15)
40 (Latzman) 2008 Nee Ja QE controle zelf Nee 9 JD 100 16.21 14 Ja Nee .39(4)
41 (Ang) 2003 Ja Nee QE controle zelf Nee 15 JD 69 14.62 58 Ja Ja .14(6)
42 (Scholte & Van der Ploeg) 2003 Ja Nee QE controle and Nee 19 JD 75 14.90 52 Nee Nee -.44(12)
43 (Tellier) 1998 Nee Ja QE TAU zelf Ja 18 JD 95 16.77 30 Ja Nee .15(2)
44 (Pullen) 1996 Nee Ja R TAU zelf Nee 20 JD 100 16.40 18 Ja Nee .20(17)
45 (Leeman, Gibbs, & Fuller) 1993 Ja Ja R TAU zelf Nee 27 JD 100 16.00 10 Ja Nee .77(8)
46 (Gariddo et al.) 1991 Ja Nee QE controle and Nee 13 JD 0 13.70 7 Ja Nee -2.0(3)
47 (Steele) 1991 Nee Ja QE controle arch Nee 10 JD 63 14.90 18 Ja Nee .34(6)
48 (Guerra & Slaby) 1990 Ja Ja R placebo arch Nee 21 JD 50 17.17 29 Nee Nee .98(71)
49 (Helmond, Overbeek, & Brugman) 2015 Ja Nee E TAU arch Ja 27 AG 74 15.17 109 Ja Nee -.30(7)
50 (Freiden) 2005 Nee Ja R controle arch Nee 16 AG - - 33 Ja Nee .30(2
51 (Breulin, Cimmarusti et al.) 2002 Ja Ja QE controle arch Ja 8 EG 77 - 25 Ja Ja 0(15)
52 (Bruyere) 1975 Nee Ja R Placebo and nee 21 AG 49 - 24 Ja Nee .29(8)
53 (Thomas) 1967 Nee Ja R controle arch Ja 19 AG 100 - 21 Nee Nee .52(8)
54 (Barnoski & Aos) 2004 Ja Ja QE TAU arch Nee 18 JD 80 15.33 203 Nee Nee .03(9)
55 (Shivrattan) 1988 Ja Nee R TAU zelf Nee 17 JD 100 - 14 Nee Ja .11(25)
56 (Bottcher) 1985 Nee Ja QE TAU arch Ja 26 JD 0 15 44 Ja Nee .20(39)
57 (Long & Sherer) 1985 Ja Ja QE TAU zelf Nee 29 JD 100 14.92 9 Ja Ja .95(2)
58 (Bowman & Auerbach) 1982 Ja Ja R placebo and Nee 25 JD 100 14.92 5 Nee Nee .67(8)
59 (Schlichter & Horan) 1981 Ja Ja R TAU zelf Nee 26 JD 100 - 10 Ja Nee .42(19)
60 (Tofte-Tipps) 1980 Nee Ja QE TAU zelf Nee 27 JD 50 - 10 Ja Nee .51(29)
61 (Feindler) 1979 Nee Ja QE controle zelf Nee 27 JD 75 14.83 4 Ja Nee 1.57(4)
62 (Green-Burns) 1979 Nee Ja R TAU zelf Nee 13 JD 0 15.06 5 Nee Nee .01(11)
63 (Ollendick & Hersen) 1979 Ja Ja QE TAU zelf Ja 21 JD 100 14.30 9 Nee Nee .53(18)
64 (Sarason & Ganzer) 1973 Ja Ja QE TAU arch Nee 22 JD 100 16.58 64 Nee Nee .05(6)
65 (Bunford) 2016 Nee Ja R controle and Nee 17 JD 100 16.30 6 Ja Nee -.51(7)
66 (Kaya & Buzlu) 2016 Ja Nee QE controle zelf Nee 21 JD 0 16.13 32 Ja Nee .43(10)
