Inleiding

Opstandig en antisociaal gedrag bij kinderen, ook wel disruptief gedrag genoemd, hangt samen met allerhande ontwikkelingsproblemen, zoals een slechte ouder-kindrelatie, problemen in de interacties met leeftijdsgenoten en volwassenen, voortijdig schoolverlaten, vandalisme, criminaliteit, en gedragsproblemen in de adolescentie en op volwassen leeftijd (Broidy et al., 2003; Loeber, Burke, & Pardini, 2009). Deze problemen hebben grote impact op het kind, op belangrijke anderen in zijn omgeving en op de bredere maatschappij.

Effectieve behandelmethoden voor disruptief gedrag zijn gericht op het kind en/of het gezin, en veelal gebaseerd op principes uit de cognitieve gedragstherapie (CGT) (bijvoorbeeld: Costin & Chambers, 2007; Kazdin & Wassell, 2000). Deze behandelmethoden zijn echter niet (voldoende) effectief voor alle kinderen. Het is daarom belangrijk om na te gaan welke variabelen van invloed zijn op de mate waarin kinderen van deze methoden profiteren. Vanuit therapeutisch perspectief wordt er in onderzoek onderscheid gemaakt tussen variabelen waarop behandelaars geen of weinig invloed kunnen uitoefenen, maar die wel van invloed zijn op het effect van de behandeling (moderatoren of inputvariabelen; Fjermestad, McLeod, Tully, & Liber, 2015), en variabelen waarop behandeling of behandelaars wel invloed kunnen uitoefenen, de zogenaamde procesvariabelen. Voorbeelden van inputvariabelen zijn persoonlijkheidskenmerken, sekse en sociaal-economische status van de cliënt (Hawes & Dadds, 2005; Koegl, Farrington, Augimeri, & Day, 2008), terwijl voorbeelden van procesvariabelen de mate waarin een protocol opgevolgd wordt, de betrokkenheid van de cliënt bij de behandeling, en de werkrelatie tussen cliënt en behandelaar zijn (Garland, Hawley, Brookman-Frazee, & Hurlburt, 2008; Liber, van der Leeden, Sauter, & Treffers, 2007).

Therapeutische alliantie

Een belangrijke procesvariabele betreft de relatie tussen therapeut en cliënten. Deze wordt tegenwoordig overwegend aangeduid met de term 'therapeutische alliantie' of 'werkrelatie' (McLeod & Weisz, 2005; Reisner, 2005). De term 'therapeutische alliantie' behelst bij de behandeling van kinderen zowel de affectieve relatie tussen behandelaar en cliënt ('band') als de mate van overeenstemming tussen behandelaar en cliënt over de therapeutische taken die nodig zijn om de therapiedoelen te behalen ('taken') (Fjermestad et al., 2015; Liber et al., 2007).

Uit resultaten van meta-analyses naar de invloed van therapeutische alliantie op behandeluitkomst bij psychotherapie voor kinderen in het algemeen komt een verband naar voren tussen een betere therapeutische alliantie en een gunstiger behandeluitkomst (Karver, Handelsman, Fields, & Bickman, 2006; Shirk & Karver, 2003). Echter, de resultaten uit de meta-analyse van Karver et al. (2006) wijzen slechts op een klein tot matig effect (effectgrootte (ES) = .21). In voorgaande meta-analyses werd geen onderscheid gemaakt naar wie de alliantie beoordeelde (cliënt, hulpverlener of observator). Een recentere en omvangrijkere meta-analyse door McLeod (2011) laat een nog kleinere effectgrootte zien (ES = .14), die bovendien niet significant is. Uit deze meta-analyse bleek bovendien dat de sterkte van het verband tussen alliantie en uitkomst varieerde afhankelijk van de informant, met de meest bescheiden resultaten voor observaties (ES kind = .14, ES behandelaar = .18, ES observator = .06). Meta-analyses laten dus geen eenduidig beeld zien. Wanneer behandelstudies echter specifiek gericht zijn op disruptief gedrag bij kinderen, wordt er meer consistent een significante relatie gevonden tussen de kwaliteit van de therapeutische alliantie en behandeluitkomst (Kazdin & Durbin, 2012; Kazdin, Whitley, & Marciano, 2006). In de meta-analyse van McLeod (2011) wordt de relatie tussen alliantie en behandeluitkomst apart bestudeerd voor internaliserende en externaliserende problemen (ES = .10), en dan blijkt er zich een opmerkelijk verschil voor te doen: de samenhang tussen therapeutische alliantie en behandelresultaat is wel significant bij kinderen met externaliserende problemen, maar niet bij kinderen met internaliserende problematiek (ES = .20).

Psychopathische trekken van kinderen en de vorming van therapeutische alliantie

Er is weinig bekend over factoren die de therapeutische alliantie bij kinderen met disruptief gedrag (mogelijk) beïnvloeden. Een belangrijke inputvariabele van kinderen met disruptief gedrag die de vorming van therapeutische alliantie en daaraan gerelateerd behandeleffect kan beïnvloeden betreft het niveau van psychopathische trekken. Bij psychopathische trekken worden in het algemeen drie persoonlijkheidsdimensies onderscheiden, namelijk (1) narcistische trekken (verwaande en bedrieglijke interpersoonlijke stijl, in het Engels ook wel grandiose-manipulative genoemd), (2) ongevoeligheid en onaangedaanheid (weinig empathie, schuldgevoel of berouw, en oppervlakkige emoties, ook wel callous-unemotional genoemd), en (3) impulsief-onverantwoordelijke trekken (impulsiviteit, weinig verantwoordelijkheid, zoeken naar spanning, aandachtsproblemen, ook wel impulsive-irresponsible genoemd) (van Baardewijk et al., 2008). Kinderen met disruptieve gedragsproblemen laten in het algemeen hogere niveaus van deze drie psychopathische trekken zien dan kinderen met normaal gedrag (Fanti, Demetriou, & Kimonis, 2013; Frick & White, 2008; Kauten, Barry, & Leachman, 2013; Loeber et al., 2009).

Hoewel er nog weinig onderzoek verricht is naar de invloed van psychopathische trekken op therapeutische verandering bij kinderen, tonen de beschikbare onderzoeken aan dat psychopathische trekken de behandeluitkomst beïnvloeden (Hawes & Dadds, 2005; Manders, Dekovic, Asscher, van der Laan, & Prins, 2013). De studie door Manders et al. (2013) liet niet direct een voorspellende waarde zien voor de ongevoelige-onaangedane trek, maar wel voor de impulsieve-onverantwoordelijke trek. Kinderen die meer van die laatste trek lieten zien, vertoonden na behandeling meer externaliserende problemen. Opvallend was dat er een interactie-effect met interventieconditie werd gevonden voor de ongevoelige-onaangedane trekken en de narcistische trekken: minder van deze trekken voorspelde in de multisystemische interventieconditie meer winst, terwijl deze trekken dat niet deden in de care-as-usual-conditie. Deze studies suggereren dat psychopathische trekken de mate waarin kinderen van behandeling profiteren beïnvloeden, maar dat het proces waarlangs dit gebeurt niet eenduidig is voor de verschillende typen trekken. Dit wordt in dit onderzoek verder uitgezocht.

Voorliggend artikel is de eerste studie die deze verbanden bij kinderen met disruptief gedrag exploreert. De studie is erop gericht om na te gaan of de therapeutische alliantie de relatie tussen het niveau van psychopathische trekken bij kinderen met disruptief gedrag en het behandelresultaat medieert. Hiervoor wordt onderzocht of er een relatie is tussen het niveau van psychopathische trekken bij kinderen met disruptief gedrag en de vroege therapeutische alliantie bij een evidence-based protocollaire behandeling voor kinderen met disruptief gedrag (Liber, de Boo, Huizenga, & Prins, 2013). Daarnaast zal nagegaan worden of kinderen profiteren van de behandeling en of de therapeutische alliantie de mate voorspelt waarin kinderen ten gevolge van de behandeling veranderen.

Methode

Proefpersonen

Onderhavige studie is een deelstudie van een grotere gerandomiseerde, gecontroleerde (wachtlijst)studie (RCT), waarvan figuur 1 het stroomschema weergeeft. Kinderen die aan de wachtlijstconditie waren toegewezen namen na afloop alsnog deel aan de interventie (wave 2). Aan de oorspronkelijke studie naar de effectiviteit van de training Ik kies voor zelfcontrole namen 173 kinderen deel (jongens: n = 136, gemiddelde leeftijd = 10,32 jaar (sd = 1,19); meisjes: n = 37, gemiddelde leeftijd = 10,08 (sd = 1,15)). De kinderen kwamen voornamelijk uit gezinnen met een lage sociaal-economische status (SES laag: n = 96 (55%); SES laag tot midden: n = 56 (32%); SES hoog: n = 16 (9%); SES missing: n = 5 (3%)). De SES is in kaart gebracht met het standaard beroepenclassificatiesysteem van het CBS (Centraal Bureau voor Statistiek Nederland, 2001). Het merendeel van de kinderen was van niet-westerse afkomst, bijvoorbeeld Turks, Marokkaans, Surinaams of Afghaans (n = 109 (63%); van Nederlandse afkomst: n = 57 (33%)). De meeste kinderen (n = 105 (61%)) waren afkomstig uit een gezin met beide biologische ouders, terwijl 45 kinderen (26%) afkomstig waren uit een eenoudergezin, en 17 kinderen (10%) uit een gezin waarvan de ouders gescheiden waren en een of beide ouders hertrouwd waren. Van zes kinderen waren geen gegevens over de gezinssituatie beschikbaar.

Figuur 1 Stroomdiagram deelstudie

Respondenten werden voor de in dit artikel beschreven deelstudie geselecteerd indien ouders toestemming gaven voor video-opname van de sessies, en zowel ouders als scholen toestemming gaven voor het gebruik van deze video-opnamen voor wetenschappelijk onderzoek. Video-opnamen vonden alleen plaats indien voor alle kinderen uit een groep toestemming voor video-opname verleend werd door de ouders. Verder werden sessies alleen gebruikt om te coderen indien de eerste auteur niet deelnam als trainer aan de desbetreffende training. Codering vond plaats van januari 2015 tot en met augustus 2015 door een onderzoeksgroep bestaande uit 6 personen. De gecodeerde populatie respondenten bevat 44 kinderen, twee derde van de bruikbare kindopnamen (n = 68) werd gecodeerd. Om ervoor te zorgen dat het coderen objectief en betrouwbaar plaatsvond, werden alle video-opnamen door minimaal twee codeurs bekeken.

De huidige steekproef (n = 44; zie tabel 1 voor demografische gegevens) is afkomstig uit wave 1 (interventieconditie) en wave 2 (deelname aan interventie na afloop van de wachtlijstconditie) van de totale populatie (N = 173). De populatie van de steekproef bleek significant af te wijken van de originele populatie wat betreft leeftijd: de kinderen uit de steekproef waren gemiddeld een half jaar jonger. De steekproef verschilde niet wat betreft geslacht, etniciteit of SES (zie tabel 1). Daarnaast is gekeken of de huidige steekproef verschilde wat betreft de ernst van de problemen (Z-score TRF externaliserende problemen; t = 0,87, df = 170, p = ns) en de mate waarin kinderen significante en betrouwbare verandering vertoonden na de interventie met behulp van Reliable-Change-scores (VvGK ODD: t = -1,50, df = 169, p = ns; VvGK CD: t = -0,20, df = 162, p = ns; TRF ODD: t = 0,93, df = 169, p = ns, TRF CD: t = 0,10, df = 169, p = ns; SDQ tot: t = 0,87, df = 75, p = ns). Op basis hiervan werd geconcludeerd dat de steekproef niet verschilde van de originele studiepopulatie met betrekking tot ernst van de problemen en de mate waarin kinderen profiteerden van de interventie Zelfcontrole.

Tabel 1 Demografische gegevens

Noot: Leeftijd; t = 2,65, df = 171, p <.01.

Instrumenten

Screening

Om kinderen met een verhoogd risico op persisterend disruptief gedrag te selecteren werd voor de oorspronkelijke effectstudie een screeningsinstrument gebruikt bestaande uit zes items: de Lijst Globale Screening (LGS; van Leeuwen & Bijl, 2003). Deze werd onafhankelijk van elkaar door twee leerkrachten ingevuld voor 1929 kinderen. Ieder kind werd door twee leerkrachten beoordeeld om valspositieve uitkomsten te voorkomen. De LGS is ontwikkeld om kinderen te identificeren die (symptomen van) antisociaal gedrag laten zien. De LGS is gevalideerd bij kinderen met een etnisch gevarieerde achtergrond. De resultaten duiden op een goede sensitiviteit (73%) en specificiteit (86%) (van Leeuwen & Bijl, 2003). De interbeoordelaarsbetrouwbaarheid (Yules Y) tussen de leerkrachten bedroeg in de huidige studie .61 (n = 151 leerkrachten).

Leerkrachtrapportage

De Teacher Report Form (TRF; Verhulst, 2002) is een instrument bestaande uit 113 items dat gedragsproblemen in kaart brengt en een goede betrouwbaarheid en validiteit heeft laten zien (Achenbach & Rescorla, 2001). De items worden op een driepunts Likertschaal beoordeeld (range 0-2). De betrouwbaarheid van de alpha voor de schaal externaliseren (32 items) varieerde in onderhavige studie van .92 tot .94 (afhankelijk van of het een voormeting, nameting of follow-upmeting betrof). Cronbach's alpha's voor de TRF DSM-IV-schalen varieerden van .84 tot .89 voor gedragsproblemen (CD; dertien items) en van .81 tot .85 voor oppositionele-opstandige problemen (ODD; vijf items).

De Vragenlijst voor Gedragsproblemen bij Kinderen (VvGK; Oosterlaan et al., 2008) brengt symptomen in kaart van de oppositionele-opstandige gedragsstoornis (ODD; acht items), gedragsstoornis (CD; zestien items), aandachtsproblemen (A; negen items) en hyperactiviteit-impulsiviteit (HI; negen items). De items worden gescoord op een vierpunts Likertschaal, die varieert van 0 tot en met 3. De Nederlandse versie heeft een goede betrouwbaarheid en validiteit laten zien. In onderhavige studie varieert de Cronbach's alpha voor de verschillende schalen van .89 tot .93, met uitzondering van de CD-schaal, waar de alpha varieert van .68 tot .75.

Ouderrapportage

Ouders vulden de Sterke Kanten en Moeilijkheden Vragenlijst in (SDQ; van Widenfelt, Goedhart, Treffers, & Goodman, 2003). Deze vragenlijst bevat 25 items die op een driepunts Likertschaal beoordeeld worden (range 0-2). De Nederlandse versie heeft een goede betrouwbaarheid en validiteit laten zien (van Widenfelt et al., 2003). In de huidige studie is de totaalscore opgenomen van de SDQ (twintig items). De Cronbach's alpha was .88 voor deze schaal in de Nederlandse normpopulatie (van Widenfelt et al., 2003). De gemiddelde test-hertestcorrelatie voor de leerkrachtschalen was .73 (Goodman, 2001). De Cronbach's alpha in de huidige studie varieert van .78 tot .82 voor de totaalscore, met uitzondering van de follow-upmeting (α = .63, n = 23).

Psychopathische trekken

De kinderen vulden de Youth Psychopathic Traits Inventory- Child Version (YPI-C) in. Dit is een zelfrapportagelijst die vijftig items bevat en die de drie kernpersoonlijkheidsdimensies van psychopathische trekken in kaart brengt: een affectieve (callous-unemotional; CU), een interpersoonlijke (grandiose-manipulative; GM) en een gedragsfactor (impulsive-irresponsible; II) (van Baardewijk et al., 2008). Een arrogante en bedrieglijke interpersoonlijke stijl wordt weergegeven door de GM-dimensie (voorbeelditem: 'De wereld zou een betere plek zijn wanneer ik er de baas zou zijn'). Een afwijkende affectieve stijl wordt weergegeven door de CU-dimensie ('Ik vind het zwak om te huilen, zelfs als niemand het ziet'), en een impulsieve en onverantwoordelijke gedragsstijl wordt weergegeven door de II-dimensie ('Ik vind het leuk om dingen te doen alleen maar omdat het lekker spannend of gaaf voelt'). De test-hertestbetrouwbaarheid, convergente validiteit en divergente validiteit toonden aan dat deze drie dimensies ook in een Nederlandse populatie betrouwbaar en betekenisvol met een zelfrapportagelijst voor kinderen van 9 tot en met 12 jaar in kaart gebracht kunnen worden (van Baardewijk et al., 2008). De betrouwbaarheidscoëfficiënten in de onderhavige studie (kinderen van 8-12 jaar) varieerden van .87 tot .91 voor de GM-dimensie, .75 tot .85 voor de CU-dimensie en van .74 tot .78 voor de II-dimensie.        

Therapeutische alliantie

De Therapy Process Observational Coding System for Child Psychotherapy – Alliance Scale (TPOCS-A; McLeod & Weisz, 2005) is ontwikkeld om de therapeutische alliantie tussen kinderen en ouders met hun behandelaar in kinderpsychotherapie in kaart te brengen. De TPOCS-A bevat zes items die erop gericht zijn om de affectieve elementen van de therapeutische relatie in kaart te brengen. Daarnaast bevat de TPOCS-A drie items die de participatie van de cliënt bij de therapeutische activiteiten in kaart brengt. De TPOCS-A is in het Nederlands vertaald en wordt gebruikt om de kwaliteit van de therapeutische relatie in kaart te brengen bij de individuele en groepsgewijze CGT-behandeling van kinderen met angststoornissen (Liber et al., 2007). In eerdere studies liet de TPOCS-A een afdoende interbeoordelaarsbetrouwbaarheid, convergente validiteit en betrouwbaarheid zien (Chiu, McLeod, Har, & Wood, 2009; McLeod & Weisz, 2005). Ook de Nederlandse versie heeft een afdoende betrouwbaarheid laten zien (Liber et al., 2007). De Cronbach's alpha in de huidige populatie was .79 voor de schaal band, .19 voor de schaal taken en .74 voor de totale schaal. De lage betrouwbaarheid van de schaal taken lijkt vooral veroorzaakt te worden doordat bij aanvang van de therapie nog weinig aan de therapeutische taken buiten de zitting gewerkt is. In deze studie is ervoor gekozen om de totale schaal te gebruiken om de therapeutische alliantie zo breed mogelijk weer te geven.

Procedure

Zeventien scholen uit stedelijke gebieden met een lage of lage tot middenklasse SES namen deel, gedurende één van drie opeenvolgende schooljaren. Voor elk kind uit de groepen 5 tot en met 8 (totaal 1929 kinderen) werd door twee leerkrachten onafhankelijk van elkaar de LGS ingevuld (tijdstip 1). Indien uit de rapportage van beide leerkrachten een risico-inschatting naar voren kwam, werden de betreffende kinderen geselecteerd (n = 280). Informed consent door de ouders werd verkregen via school. Voor 224 kinderen (85%) werd toestemming verkregen, 51 kinderen vielen af vanwege een geschat IQ (verkorte WISC-III) onder de 85. Dit resulteerde in een onderzoeksgroep van 173 kinderen.

Voorafgaand aan de behandeling vulden de leerkrachten en ouders vragenlijsten in (tijdstip 2; onder andere de vragenlijsten TRF, VvGK en SDQ). 70 kinderen werden toegewezen aan de interventieconditie (CGT; behandeling in wave 1) en 103 kinderen aan de wachtlijstconditie (WLC). Eén tot twee weken na afronding van de CGT of WLC werden de vragenlijsten opnieuw ingevuld door de leerkrachten en ouders (tijdstip 3). Daarna werd aan de WLC-kinderen de CGT aangeboden (behandeling in wave 2). Na de interventie vond ook voor hen een nameting en een follow-upmeting plaats, waarbij de vragenlijsten opnieuw werden ingevuld door de leerkrachten en ouders. In de huidige studie zijn gegevens opgenomen van kinderen die deelnamen aan sessie 2 van de interventie, zowel uit interventie-wave 1 als uit wave 2. De Commissie Ethiek van de Universiteit van Amsterdam adviseerde positief over dit project. Het is opgenomen in het Nederlandse Trial Register (NTR1352). Een uitgebreidere beschrijving van de procedure is terug te vinden in Liber et al. (2015).

Procedure: Interbeoordelaarsbetrouwbaarheid therapeutische alliantie

De strategie voor het coderen van de therapeutische alliantie omvatte het bekijken van de gehele therapiesessies, waarna ieder item op een zespunts Likertschaal werd gescoord. De scoring varieert van 0 (helemaal niet van toepassing) tot 5 (in grote mate van toepassing). Alle codeurs vulden onafhankelijk van elkaar de formulieren voor het target-kind in. Omdat het groepsbehandeling betreft, waren de codeurs geïnstrueerd om de therapeutische alliantie tussen het target-kind en de hoofdtrainer te coderen. Er werd voor gekozen om de therapeutische alliantie tussen het target-kind en de hoofdtrainer in kaart te brengen, omdat de hoofdtrainers over het algemeen een prominentere rol in de groepssessies speelden dan de cotrainers.

Zes codeurs namen deel aan het codeerproces, waarbij de beschikbare banden in zeven fases gecodeerd werden. De groep codeurs bestond uit de eerste drie auteurs (eerste auteur is universitair docent en cognitief gedragstherapeut, de tweede auteur is lector en pedagoog, en de derde codeur is masterstudent pedagogiek) en drie docenten (die docent zijn aan de opleiding tot jeugdzorgwerker, allen geschoold op wo-niveau). Voor iedere fase is de interbeoordelaarsbetrouwbaarheid vastgesteld met behulp van intraclass-correlatiecoëfficiënten (ICC) van de gemiddelde scores per beoordelaar. De ICC is de beste maat voor interbeoordelaarsbetrouwbaarheid voor items op ordinaal niveau (Tinsley & Weiss, 2000). In de eerste fase werd in een trainingsbijeenkomst door alle betrokkenen onder leiding van de eerste auteur een oefenband gecodeerd. Er werd gefaseerd gewerkt met tussentijdse overleggen om observer, rater of coder drift te voorkomen. Gefaseerd werken biedt bovendien de mogelijkheid om de ICC regelmatig te berekenen en bij tegenvallende resultaten in te grijpen. In fases 3 tot en met 7 werden verschillende banden gecodeerd door meerdere personen. In de tussentijdse overleggen werden afwijkende scores doorgesproken tot overeenstemming werd bereikt over de eindscore (zie tabel 2 voor de interbeoordelaarsbetrouwbaarheid). De eindscores zijn meegenomen in de analyses. Aan de laatste fase namen drie codeurs deel, waarbij de banden door twee codeurs bekeken werden. De gegevens zijn geanalyseerd met IBM SPSS versie 21. Hierbij dient opgemerkt te worden dat met IBM SPSS een negatieve ICC gevonden kan worden indien een codering onbetrouwbaar is (geen of lage interbeoordelaarsbetrouwheid) en/of een lage variantie kent. In deze gevallen (n = 5) is Finn's r uitgerekend en meegenomen, in plaats van de ICC (Tinsley & Weiss, 2000). Hoewel op face value de interbeoordelaarsbetrouwbaarheid in de laatste fase hoger leek, komt deze echter uit de ICC als lager naar voren. Ook hier bleek dat het werken met slechts twee codeurs per band tot een lage variantie leidde, waarvoor de ICC in negatieve zin gevoelig is. De eindscore, dat wil zeggen de score waarover na overleg overeenstemming was bereikt, is meegenomen in de statistische analyses.

Tabel 2 Interbeoordelaarsbetrouwbaarheid codeurs

Noot: Intraclass-correlatiecoëfficiënten (ICC) werden berekend aan de hand van two-way-random-modellen, op basis van absolute agreement.

Interventie

De training Ik kies voor zelfcontrole (de Boo & Liber, 2014a, b) is een bewerking van de evidence-based protocollaire interventie Zelfcontrole van van Manen (2001; van Manen, Prins, & Emmelkamp, 2004) en bestaat uit één individuele zitting en negen groepsbijeenkomsten. De training is gebaseerd op het theoretische model van sociale informatieverwerking (SIV), zoals beschreven door Crick en Dodge (1994) en Arsenio (2010). Volgens dat model bestaat de sociale informatieverwerking uit verschillende stappen: (1) encoderen van informatie (interne en externe cues), (2) interpreteren van sociale informatie, (3) doel bepalen, (4) reacties genereren, (5) reactie selecteren, en (6) respons uitvoeren. Hieraan is toegevoegd: stap (7) evalueren. Iedere zitting is gericht op het verbeteren van de sociale informatieverwerking. In de eerste individuele zitting worden met het kind behandeldoelen opgesteld. In de daaropvolgende negen groepsbijeenkomsten worden sociale informatie verwerkingsprocessen en sociale vaardigheden aangepakt middels CGT-technieken, zoals cognitieve herstructurering, emotie-educatie, rollenspel en modeling. Oefeningen worden geïllustreerd door vier stripfiguren met ieder een eigen karakter: Hot Harry, Hot Hester, Cool Kevin en Cool Kübra.

De groepssessies bestaan uit cognitief-gedragstherapeutische technieken, zoals psycho-educatie, modeling, rollenspelen en het bespreken van huiswerkoefeningen. In het kennismakingsgesprek tussen kind, leerkracht en trainer worden leerdoelen opgesteld, die het kind opschrijft in zijn persoonlijke werkboek (actieboek). Afhankelijk van wat het kind in samenspraak met de leerkracht naar voren brengt, kunnen de individuele leerdoelen meer gericht zijn op bijvoorbeeld stap 1 van de sociale informatieverwerking (SIV) of bijvoorbeeld juist meer op stap 4 van de SIV.

In de eerste bijeenkomst vertellen de kinderen elkaar over hun doelen. In overleg worden groepsregels opgesteld. De kinderen en trainers ondertekenen een contract van vertrouwelijkheid. Aan de hand van persoonsbeschrijvingen van Cool Kevin en Hot Harry (Cool Kübra/Hot Hester), en rollenspellen leren de kinderen wat gedrag is en dat je daarop wordt beoordeeld door anderen. In het actieboek maken de kinderen een gedragsregistratie van zichzelf en van anderen. Deze bijeenkomst is gericht op zowel normaliseren als probleem(h)erkenning.

De tweede bijeenkomst is gericht op emotie-educatie. Gevoelens worden opgenoemd en uitgebeeld, en kinderen leren de toon waarop iets wordt gezegd te interpreteren. De oefeningen uit deze bijeenkomst zijn onder andere gericht op het verbeteren van de vaardigheden van de kinderen wat betreft het encoderen van informatie en het interpreteren van sociale situaties, de stappen 1 en 2 uit SIV. De kinderen oefenen met behulp van rollenspellen en het maken van een gevoelsregistratie, gekoppeld aan een boosheidsthermometer.

In bijeenkomst drie leren de kinderen dat gevoel en gedachten bij elkaar horen. De kinderen verwoorden hun gevoel en bijbehorende gedachten in reactie op verschillende situaties. De oefeningen uit deze bijeenkomst richten zich met name op stappen 2 en 3 uit SIV (interpreteren van sociale situaties en doelen stellen).

De vierde bijeenkomst richt zich eerst op ontspanning en imaginatie, om daarna te oefenen met koel blijven onder uitdaging (toepassen van de eerder opgestelde koele gedachten en de ontspanning). De oefeningen uit deze bijeenkomst richten zich met name op stappen 3 en 4 uit SIV (doelen stellen en reacties genereren).

In de daaropvolgende vijfde bijeenkomst worden verschillende vignetten van Hot Harry en Cool Kevin besproken, en wordt de kinderen gevraagd zelf situaties aan te dragen. Zo leren de kinderen dat iedereen een eigen interpretatie heeft. Bij conflicten levert strijd om de 'juiste' interpretatie vaak nieuwe conflicten op. De kinderen oefenen met verschillende problemen, bedenken meerdere oplossingen, voeren deze uit in een rollenspel en evalueren hun keuze. De oefeningen uit deze bijeenkomst richten zich met name op stappen 2, 3 en 4 uit SIV (situaties interpreteren, doelen stellen en reacties genereren).

Vervolgens leren de kinderen in de zesde bijeenkomst aan de hand van verhaaltjes over Hot Harry en Cool Kevin dat er 'nu-doelen' zijn en 'altijd-doelen'. 'Nu-doelen' zijn makkelijk te bereiken, maar zorgen er vaak voor dat 'altijd-doelen', die belangrijker zijn, niet bereikt worden. Kinderen oefenen met gedrag dat ze nodig hebben om het 'later-doel', namelijk 'aardig gevonden worden', te bereiken. De oefeningen uit deze bijeenkomst richten zich met name op stappen 3, 4 en 5 uit SIV (doelen stellen, reacties genereren en responsselectie).

In de zevende bijeenkomst worden situaties besproken die Hot Harry en Cool Kevin meemaken. In rollenspellen wordt geoefend met je verplaatsen in de ander, invoegen in een spel of situatie, en oplossingen uitvoeren in lastige situaties. Opnieuw komen dan ook de mogelijk negatieve gevolgen van 'nu-doelen' ter sprake. De oefeningen uit deze bijeenkomst richten zich met name op stappen 4, 5 en 6 uit SIV (reacties genereren, responsselectie en respons uitvoeren).

De volgende (achtste) bijeenkomst is gericht op pesten. De kinderen bespreken eigen ervaringen met pesten en uitdagen. In rollenspellen worden kinderen uitgedaagd en gepest, en er wordt geoefend met passend reageren. In de laatste (dat wil zeggen, de negende) bijeenkomst wordt verder ingegaan op effectief voor jezelf opkomen. In de achtste bijeenkomst worden in rollenspellen situaties geoefend waarin de leerkracht een nadelige beslissing neemt voor het kind (bijvoorbeeld: je bent ingedeeld in het zwakste team, maar dat komt omdat je zo'n goede voetballer bent en zo dat zwakke team kunt versterken). Het zijn oefeningen met 'ik-boodschappen', gevoelens vertellen en nadenken over handige timing.

De afsluiting (bijeenkomst 9) vindt plaats met een quiz met vragen en rollenspellen, een korte terugblik en een diploma. De oefeningen uit deze bijeenkomst richten zich met name op stappen 4, 5 en 6 uit SIV (reacties genereren, responsselectie en respons uitvoeren).

Parallel aan de training voor de kinderen zijn er vijf individuele gesprekken met de leerkrachten van de participerende kinderen. Deze gesprekken duren ongeveer één uur. De leerkracht wordt onder andere geïnformeerd over de inhoud van de training van de kinderen, over het verloop van de zittingen met de kinderen (en eventuele bijzonderheden), en over de individuele vorderingen van het kind. Daarbij wordt besproken hoe de leerkracht zijn leerlingen kan motiveren, steunen en begeleiden bij het ontwikkelen van nieuw gedrag. De leerkracht ontvangt psycho-educatie over de problematiek van het kind. Daarnaast kan de trainer verschillende CGT-elementen aanreiken die de leerkracht kan inzetten in de klas. Deze onderdelen van de training zijn optioneel en worden afhankelijk van de behoefte van de leerkracht ingezet.

Het oudercontact bestaat uit drie bijeenkomsten: een kennismakingsgesprek, een ouderavond samen met andere ouders en de leerkrachten, en een nabespreking. Tijdens het kennismakingsgesprek wordt uitgelegd wat de interventie precies inhoudt en hoe deze in zijn werk gaat. Gedurende de ouderavond maken de ouders met elkaar kennis, wordt er uitleg gegeven over de training, gaan ouders zelf in groepjes oefenen met een aantal opdrachten en wordt de voortgang besproken wat betreft de individuele doelen van de kinderen. Tevens wordt de datum van de diploma-uitreiking en de wijze van evalueren met alle partijen besproken.

Statistische analyses

Cohen's d wordt berekend voor de interventie versus wachtlijstconditie op basis van de verschilscore voor de voor- en nameting. Middels multipele regressieanalyse wordt onderzocht of de niveaus van psychopathische trekken (predictor) samenhangen met de therapeutische alliantie (mediator), en zo ja, in welke richting. Vervolgens wordt onderzocht of de therapeutische alliantie (mediator) samenhangt met de therapeutische verandering van de kinderen (uitkomst), eveneens met multipele regressieanalyse. Om therapeutische verandering in kaart te brengen direct na behandeling en bij follow-up worden Reliable-Change-scores gebruikt, een bewerking van de verschilscores om de mate van verandering zo betrouwbaar mogelijk weer te geven (dit corrigeert onder andere voor meetfouten) (Jacobson & Truax, 1991). Indien deze relaties significant zijn, kan worden onderzocht of er een mediatie, dan wel een indirect verband bestaat tussen psychopathische trekken van de kinderen (predictor), de (vroege) therapeutische alliantie (mediator) en de Reliable-Change-scores (uitkomst) middels een stepwise regressieanalyse. Hiermee kan tevens nagegaan worden of ook aan de voorwaarde van een verband tussen de mediator en uitkomstvariabele is voldaan (Baron & Kenny, 1986). Door toevoegen van alliantie wordt verwacht dat de voorspellende waarde van psychopathische trekken voor uitkomst afneemt. Ten slotte worden alle analyses herhaald, waarbij gecontroleerd wordt voor leeftijd en ernst van de problemen.

Resultaten

Beschrijvende gegevens

Uit de gegevens blijkt dat de kinderen (n = 44) voorafgaand aan de behandeling een significant hoger niveau van psychopathische trekken lieten zien dan kinderen uit de normale populatie, zoals berekend met een single sample t-test (zie tabel 3). De scores van de kinderen op de YPI zijn omgezet naar T-scores op basis van normdata, omdat de normen voor jongens en meisjes verschillen, en op deze wijze interpretatie vergemakkelijkt wordt. Daarnaast worden de scores weergegeven op de TPOCS-A (vroege therapeutische alliantie).

Tabel 3 Niveau psychopathische trekken en therapeutische alliantie (n = 44)

¹ t-waarde geeft afwijking t.o.v. normale populatie weer, ^*= p < .05, ^**= p < .01, ^***= p < .001.

Resultaten interventie

Voor oppositionele-opstandige gedragsproblemen werd, zoals in kaart gebracht met de VvGK en TRF, een matig effect gevonden (respectievelijk: VvGK ODD: 0,45, CI: 0,14-0,76; TRF ODD: 0,22, CI: 0,09-0,53). Voor gedragsproblemen werd op beide instrumenten eveneens een matig effect gevonden (VvGK CD: 0,33, CI 0,02-0,65; TRF CD: CI 0,02-0,64). Cohen's d voor de externaliserenschaal van de TRF bedroeg 0,27. Het betrouwbaarheidsinterval omvat echter de 0, waardoor niet gesteld kan worden dat het effect significant is (CI: -0,04-0,58). Ouders rapporteren een matig tot groot effect (SDQ-Tot: 0,50, CI: 0,07-0,93). (Opmerking: voor meer informatie over de resultaten van de studie naar het programma Ik kies voor zelfcontrole wordt verwezen naar Liber, de Boo, Huizenga en Prins (2013, 2015).)

Cohen's d voor de verschillende uitkomstmaten is gemiddeld 0,31. Deze getallen geven Cohen's d weer voor de interventie versus de wachtlijstconditie. Er is gebruikgemaakt van de verschilscore (voor- en nameting).

Voorspellende waarde van psychopathische trekken voor disruptief gedrag direct na behandeling

Uit de analyses (multipele regressie, entermethode) kwam geen significante voorspellende waarde naar voren van de psychopathische trekken van de kinderen voor de mate waarin kinderen, ten gevolge van deelname aan de interventie, veranderden in disruptief gedrag. Nadat de analyses herhaald werden, waarbij gecorrigeerd werd voor leeftijd en ernst van de problemen, kwamen enkele trends naar voren waarbij het complete model wel significant was, maar het significantieniveau van de psychopathische trek tussen p = .050 en p = .100 lag. De aanwezigheid van hogere niveaus van impulsieve-onverantwoordelijke trekken (II) voorspelde minder verandering (dat wil zeggen: verbetering) in gedragsproblemen en externaliserende problemen (RC TRF CD: R² = .23, F(3,40) = 3,89, p < .05, beta II = -.27, B = -.03, 95% CI B [-.05, .00]; RC TRF Ext: R² = .20, F(3,40) = 3,22, p < .05, beta II = -.26, B = -.04, 95% CI B [-.09, .01]).

Voorspellende waarde van psychopathische trekken voor disruptief gedrag tijdens follow-up

Nadat de analyses herhaald waren voor de follow-upmeting zonder correctie voor leeftijd en ernst van de problemen, kwamen er evenmin significante bevindingen naar voren, alleen een trend voor narcistische trekken (GM) die de verandering in gedragsproblemen (VvGK) voorspelde: meer van deze trekken voorspelden meer verandering (RC VvGK CD: R² = .09, F(1,34) = 3,37, p < .10, beta GM = .30, B = .02, 95% CI B [.00, .04]). Deze trend verdween echter zodra gecorrigeerd was voor leeftijd en ernst van de problemen. Er kwamen echter wel enkele trends naar voren waarbij de verandering op de follow-upmeting voorspeld werd door de psychopathische trekken wanneer gecorrigeerd werd voor leeftijd en ernst van de problemen. De trends waren overeenkomstig de voorgaande bevindingen: sterkere impulsieve-onverantwoordelijke trekken voorspelden minder verbetering in oppositionele-opstandige gedragsproblemen, gedragsproblemen en externaliserende problemen (RC TRF ODD FU: R² = .28, F(3,34) = 4,42, p < .05, beta II = -.30, B = -.08, 95% CI [-.17, .00]; RC TRF CD FU: R² = .44, F(3,35) = 9,09, p < .05, beta II = -.24, B = -.03, 95% CI [-.07, .00]; RC TRF Ext FU: R² = .38, F(3,34) = 7.04, p < .01, beta II = -.28, B = -.06, 95% CI [-.13, .00]). Daarnaast werd een trend gevonden voor de verandering in externaliserende problemen volgens klasgenoten (RC PMIEB Ext FU: R² = .11, F(3,31) = 1,31, p = ns, beta = -.39, B = -.03, 95% CI [-.07, .00]) in relatie tot narcistische trekken. Deze bevinding is echter tegengesteld aan de eerdere bevinding: hogere niveaus van deze trekken voorspelden minder verbetering.

Voorspellende waarde van psychopathische trekken voor therapeutische alliantie

Er werd geen voorspellende waarde gevonden van de psychopathische trekken voor de vroege therapeutische alliantie. Evenmin werd er een voorspellende waarde gevonden voor de psychopathische trekken in relatie tot therapeutische alliantie wanneer gecorrigeerd was voor leeftijd en ernst van de problemen. Er kwamen geen trends naar voren.

Voorspellende waarde van therapeutische alliantie voor verandering in disruptief gedrag

De therapeutische alliantie voorspelde de verandering in oppositioneel-opstandig gedrag (TRF) significant (zie tabel 4): een gunstiger alliantie voorspelde meer verbetering. Wanneer gecorrigeerd werd voor leeftijd en ernst van de problemen, resteerde een trend. Er werd eveneens een trend gevonden voor de vroege therapeutische alliantie in relatie tot verandering in externaliserende gedragsproblemen op de nameting zoals gerapporteerd door klasgenoten (PMIEB). Deze trend werd eveneens gevonden wanneer gecorrigeerd werd voor leeftijd en ernst van de problemen.

Tabel 4 Voorspellende waarde van therapeutische alliantie voor Reliable Change

Noot: RC = Reliable Change, TRF = Teacher Report Form, PMIEB = Peer Measurement for Internalizing and Externalizing Behavior, ODD = oppositionele-opstandige gedragsproblemen, ext = externaliserende problemen, CI = confidence interval.

Therapeutische alliantie als mediator of indirect verband tussen psychopathische trekken en Reliable Change in disruptief gedrag

Aangezien psychopathische trekken de vroege therapeutische alliantie niet voorspellen en de mate van therapeutische verandering slechts trendmatig voorspellen, wordt niet voldaan aan de eisen voor mediatie dan wel een indirect verband (Baron & Kenny, 1986). Derhalve is het toetsen van deze verbanden niet geïndiceerd.

Conclusie en discussie

Bij 44 kinderen met disruptief gedrag is onderzocht of de mate waarin kinderen psychopathische trekken vertonen (narcistisch, ongevoelig/onaangedaan en/of impulsief/onverantwoordelijk) de kwaliteit van de vroege therapeutische relatie voorspelt. Vervolgens is onderzocht of de kwaliteit van deze relatie een meer of minder gunstige behandeluitkomst voorspelt. Uit de resultaten bleek dat alleen de verbetering in oppositionele-opstandige gedragsproblemen, gerapporteerd door leerkrachten, significant voorspeld werd door de kwaliteit van de therapeutische alliantie. De mate waarin kinderen psychopathische trekken vertoonden bleek in het geheel niet gerelateerd te zijn aan de kwaliteit van de vroege therapeutische relatie, hoewel de kinderen gemiddeld genomen een (significant) hoger niveau van deze trekken vertoonden dan kinderen uit de normale populatie. Verder bleken deze trekken geen significante voorspellende waarde voor behandeluitkomst te laten zien. Er werden echter wel enkele trends gevonden. Een consistent patroon, zij het trendmatig, werd gevonden ten aanzien van impulsieve-onverantwoordelijke trekken: wanneer kinderen meer van deze trekken lieten zien, rapporteerde de leerkracht zowel na behandeling als op de langere termijn minder verbetering ten aanzien van oppositioneel-opstandig gedrag, gedragsproblemen en externaliserende problemen. Eerder vonden Manders et al. (2013) voor impulsieve-onverantwoordelijke trekken een vergelijkbaar effect (zie inleiding). Samenvattend kan men stellen dat psychopathische trekken de vorming van de vroege therapeutische alliantie niet lijken te belemmeren of te voorspellen, maar mogelijk in beperkte mate direct van invloed zijn op de mate waarin kinderen profiteren van behandeling. De therapeutische relatie lijkt bij deze populatie beperkt invloed te hebben op de mate waarin kinderen van de interventie profiteren, maar medieert het verband tussen psychopathische trekken en behandeluitkomst niet.

Klinische en wetenschappelijke implicaties

Opvallende bevinding van deze studie is dat hoewel kinderen met disruptief gedrag een persistent patroon van sociale en relationele problemen laten zien, dit niet per se resulteert in beperkingen in de geobserveerde kwaliteit van de therapeutische alliantie met de behandelaar. Noch de psychopathische trekken, noch de ernst van de problemen toonde een (significant) verband met de kwaliteit van de therapeutische relatie. Deze bevinding is vanuit therapeutisch perspectief positief: ook wanneer kinderen gekenmerkt worden door persoonlijkheidstrekken die relatievorming compliceren en moeilijk te reguleren gedrag laten zien, hoeft dit de therapeutische alliantie in de behandeling, en daarmee de mate waarin kinderen profiteren van behandeling, niet negatief te beïnvloeden. Dit lijkt echter in strijd met eerdere bevindingen, hoewel die voornamelijk gedaan zijn in studies naar de relatie tussen persoonlijkheidstrekken en de vorming van therapeutische alliantie bij volwassenen. Uit studies bij volwassenen komt namelijk naar voren dat ongunstige persoonlijkheidstrekken van de cliënt samenhangen met een moeizamer therapeutische alliantie (Hirsh, Quilty, Bagby, & McMain, 2012; Johansen, Melle, Iversen, & Hestad, 2013; Smith, Hilsenroth, Fiori, & Bornstein, 2014), terwijl een aangenamere persoonlijkheid (agreeableness) samenhing met een gunstiger therapeutische alliantie (Johansen et al., 2013).

Uit de resultaten kwamen echter wel aanwijzingen naar voren dat impulsieve en onverantwoordelijke trekken mogelijk verbetering op de langere termijn belemmeren. Dit dient met grote terughoudendheid geïnterpreteerd te worden, omdat het slechts trends betrof. We hebben ervoor gekozen deze wel te rapporteren, omdat ze zowel op de voor- als nameting werden gezien, bij meerdere uitkomstmaten en in eerder vergelijkbaar onderzoek (Manders et al., 2013).

Ten slotte kan men stellen dat de persoonlijkheidstrekken van de kinderen zich weliswaar niet vertalen naar een meer of minder gunstige alliantie, maar dat een meer of minder gunstige alliantie zich wel vertaalt naar een meer of minder gunstige behandeluitkomst. Hoewel de effectgrootte beperkt was en de relatie met alliantie niet voor alle uitkomstmaten werd gevonden, kunnen behandelaars de therapeutische alliantie in overweging nemen als een mogelijke factor die van invloed is op het effect van de behandeling bij individuele cliënten. Mogelijk is het vormen van een gunstige therapeutische relatie bij kinderen met disruptief gedrag moeilijker dan bij kinderen met internaliserende problemen. In eerdergenoemde meta-analyses is vooral ingegaan op de (sterkte van de) associatie tussen therapeutische alliantie en een meer of minder gunstige behandeluitkomst, en niet op het niveau van de kwaliteit van de alliantie op zich. Of deze bij externaliserende problemen gemiddeld genomen lager ligt, wordt niet weergegeven. Door methodologische problemen (onder andere verschillende informanten, verschillende instrumenten) is dit moeilijk te achterhalen (McLeod, 2011). De therapeutische alliantie zoals in kaart gebracht met de Nederlandse versie van de TPOCS is eerder gebruikt voor het coderen van therapeutische alliantie bij kinderen van vergelijkbare leeftijd, maar met internaliserende problematiek (Liber et al., 2010). Het niveau van de therapeutische alliantie kwam in die studie beduidend hoger uit in vergelijking met de therapeutische alliantie in de huidige studie: M = 3,79 (SD = 0,70) voor individuele CGT en M = 3,61 (SD = 0,65) voor groeps-CGT, versus M = 2,48 (SD = 0,72) in onderhavige studie.

Sterke kanten en beperkingen

De resultaten van deze studie stemmen beperkt overeen met de bevindingen uit eerdere studies naar de therapeutische relatie en behandeluitkomst bij kinderen met externaliserend gedrag, en disruptief gedrag in het bijzonder (Kazdin & Durbin, 2012; Kazdin et al., 2006). Uit die studies kwam naar voren dat bij externaliserend gedrag de therapeutische relatie de mate waarin kinderen van behandeling profiteren significant voorspelt en daarbij een matig effect laat zien. Aangezien in deze studie slechts 44 kinderen geobserveerd werden, is het mogelijk dat deze bevindingen slechts in beperkte mate gevonden werden ten gevolge van een lagere power. Waar een significante of trendmatige relatie gevonden werd tussen de therapeutische relatie en behandeluitkomst, leek de grootte van het effect overeenkomstig eerdere studies. Vanuit klinisch oogpunt kan men echter ook beargumenteren dat indien men een grote steekproef nodig heeft omdat het effect klein tot matig is, dit effect vanuit klinisch oogpunt minder relevant is. Een tweede methodologische beperking betreft de lage variatie in psychopathische trekken van de kinderen, waardoor het moeilijker is om relaties te onderzoeken en te toetsen.

Het is met het oog op vervolgonderzoek belangrijk om in deze discussie nader in te gaan op andere procesvariabelen die van invloed kunnen zijn op behandeluitkomst. Groepsdynamiek is zo'n variabele. Uit onderzoek van M. H. van Zalk en N. van Zalk (2014) bleek dat kinderen met sterkere psychopathische trekken een negatieve invloed hebben op leeftijdsgenoten met een lage competentiebeleving. Ook de aanwezigheid van onbekende leeftijdsgenoten blijkt invloed te hebben op kinderen (Weigard, Chein, Albert, Smith, & Steinberg, 2014). In voorgenoemde studie werd de invloed van leeftijdsgenoten onderzocht op het nemen van risico's en gevoeligheid voor beloning. De deelnemers lieten een voorkeur zien voor een kleinere en directere beloning wanneer ze het idee hadden dat leeftijdsgenoten toekeken, ook indien ze deze leeftijdsgenoot niet kenden. Uit een studie door Feldman (1992) bleek dat wanneer jongeren willekeurig aan één van drie behandelgroepen worden toegewezen — een groep jongeren zonder verwijzing, een groep jongeren die zijn verwezen in verband met gedragsproblemen, en een gemengde groep — de jongeren uit de groep die allemaal verwezen zijn in verband met gedragsproblemen de minst gunstige behandelresultaten laten zien. Mogelijke mechanismen die tot de ongunstiger behandelresultaten leidden in groepsinterventies zijn eerder beschreven door Gifford-Smith, Dodge, Dishion en McCord (2005). Zij toonden aan dat er verschillende mechanismen zijn die dit kunnen veroorzaken, namelijk positieve en negatieve bekrachtiging, imitatie en training in afwijkend gedrag (ook wel deviancy training genoemd). In onderhavige studie is niet onderzocht in hoeverre de groepsdynamiek heeft bijgedragen aan een meer of minder gunstige behandeluitkomst. Evenmin is onderzocht of de accumulatie van kinderen met sterkere psychopathische trekken van invloed is geweest op de therapeutische alliantie dan wel de behandeluitkomst. Er is ook onderzoek dat laat zien dat groepsdynamiek behandeluitkomsten positief kan beïnvloeden. Shechtman en Leichentritt (2010) toonden aan dat procesvariabelen als bonding (onderdeel van de therapeutische alliantie) tot een gunstiger behandelresultaat leidde in steungroepen voor kinderen die werden behandeld voor emotionele en gedragsproblemen.

Niettemin kan juist de samenstelling van de groepen, bijvoorbeeld de aanwezigheid van meerdere kinderen met sterke manipulatieve trekken, van invloed zijn geweest op de therapeutische alliantie en daarmee op de uitkomst. Een studie bij volwassenen liet zien dat de overeenstemming tussen groepsleden ten aanzien van de therapeutische alliantie van invloed was op de mate waarin verbetering optrad op individueel niveau (Lo Coco, Gullo, & Kivlighan, 2012).

Samenvattend kan men stellen dat er beperkt evidentie is dat bij kinderen met disruptief gedrag die een groepsbehandeling volgen gericht op het verbeteren van dat gedrag de therapeutische alliantie van invloed is op de behandeluitkomst. Er werden geen aanwijzingen gevonden dat de kwaliteit van de therapeutische alliantie werd beïnvloed door het niveau van psychopathische trekken van de kinderen. Onderzoek naar de therapeutische alliantie staat bij kinderen nog aan het begin. Dit onderzoek is slechts een eerste aanzet tot het bestuderen van deze klinisch zo waardevolle variabele in effectiviteitsonderzoek. Wij hopen hiermee een stimulans te geven aan vervolgonderzoek.

© 2009-2024 Uitgeverij Boom Amsterdam

De artikelen uit de (online)tijdschriften van Uitgeverij Boom zijn auteursrechtelijk beschermd. U kunt er natuurlijk uit citeren (voorzien van een bronvermelding) maar voor reproductie in welke vorm dan ook moet toestemming aan de uitgever worden gevraagd:

Behoudens de in of krachtens de Auteurswet van 1912 gestelde uitzonderingen mag niets uit deze uitgave worden verveelvoudigd, opgeslagen in een geautomatiseerd gegevensbestand, of openbaar gemaakt, in enige vorm of op enige wijze, hetzij elektronisch, mechanisch door fotokopieën, opnamen of enig andere manier, zonder voorafgaande schriftelijke toestemming van de uitgever. Voor zover het maken van kopieën uit deze uitgave is toegestaan op grond van artikelen 16h t/m 16m Auteurswet 1912 jo. Besluit van 27 november 2002, Stb 575, dient men de daarvoor wettelijk verschuldigde vergoeding te voldoen aan de Stichting Reprorecht te Hoofddorp (postbus 3060, 2130 KB, www.reprorecht.nl) of contact op te nemen met de uitgever voor het treffen van een rechtstreekse regeling in de zin van art. 16l, vijfde lid, Auteurswet 1912. Voor het overnemen van gedeelte(n) uit deze uitgave in bloemlezingen, readers en andere compilatiewerken (artikel 16, Auteurswet 1912) kan men zich wenden tot de Stichting PRO (Stichting Publicatie- en Reproductierechten, postbus 3060, 2130 KB Hoofddorp, www.cedar.nl/pro).

No part of this book may be reproduced in any way whatsoever without the written permission of the publisher.