Het effect van gezinstherapie- een meta-analyse (9-3-244)

244 Het effect van gezinstherapie; een meta-analyse* Evelyn Markus, Alfred Lange & Tom Pettigrew** SAMENVATTING Aan de hand van bestaand onderzoeksmateriaal wordt het effect van gezinstherapie geëvalueerd. Dit gebeurt met behulp van een meta-analyse, waardoor het mogelijk is de resultaten van de verschillende onderzoeken te combineren en statistisch te analyseren. Behalve een neerde effectuitkomst bevat dit artikel ook een overzicht van de afzonderlijke effectonderzoeken met hun effectuitkomsten. Uit de resultaten van de analyse blijkt, dat de gemiddelde patiënt mèt gezinstherapie direct na de behandeling beter af is dan 76% van de patiënten die een andere, een male of helemaal geen behandeling hebben ondergaan. Na 3 3/4 maanden is het effect van gezinstherapie even groot als dat van andere therapieën. na, tot anderhalf jaar na de behandeling, lijkt er sprake te zijn van een me van het effect waarna er weer een afname lijkt op te treden. Het aantal studies met lange-termijn-follow-up is echter dermate gering dat wat betreft het lange-termijn-effect geen harde conclusies kunnen worden getrokken. Inleiding Gezinstherapie is een arbeidsintensieve vorm van psychotherapie. Het vereist tenslotte dat niet alleen de aangemelde patiënt maar ook gezinsleden regelmatig de reis naar de therapeut moeten maken. Het is de vraag of deze extra inspanning gewettigd is door een surplus *Met dank aan Drs. H.C.M. Vorst en Prof. Dr. P. Emmelkamp voor hun adviezen en commentaar tijdens de totstandkoming van dit artikel. ** DRS. E .J. MARK US (1959), psychologe, studeerde af aan de Vakgroep Klinische Psychologie van de Universiteit van Amsterdam. adres: Parnassusweg 159, 1077 DE Amsterdam. DR. A. LANGE (1941), is als universitair hoofddocent verbonden aan de Vakgroep Klinische Psychologie van de Universiteit van Amsterdam, chologisch Laboratorium, Weesperplein 8, 1018 XA Amsterdam. PROF. DR. T.F. PETTIGREW (1931), is als hoogleraar in de sociale chologie verbonden aan de University of California, Santa Cruz, en aan de Vakgroep Sociale Psychologie van de Universiteit van Amsterdam, chologisch Laboratorium, Weesperplein 8, 1018 XA Amsterdam.

Het effect van gezinstherapie 245 van positieve effecten. De literatuur is op dit punt niet zo duidelijk. Volgens twee literatuuroverzichten (Borduin, Henggeler, Hanson & Harbin, 1982; Ulrici, 1983), heeft gezinstherapie over het algemeen een positiever effect dan andere therapievormen. Beide overzichten beperken zich tot onderzoek bij adolescenten en vatten respectievelijk twintig en tien effectstudies. Andere overzichten zijn wat terughoudender omtrent een groter effect van gezinstherapie (De Witt, 1978; Gurman & Kniskern, 1978; Massie & Beels, 1972; Masten, 1979; Pacquin, 1977; Slipp & Kressel, 1979). Gurman & Kniskern (1978) bijvoorbeeld achten het effect van zinstherapie ‘minstens even groot als dat van individuele therapie en mogelijk zelfs groter’ (p. 883). Zij baseren deze uitspraak op een overzicht van dertien vergelijkende onderzoeken. In acht zoeken was het effect van gezinstherapie groter dan dat van duele therapie en in vijf onderzoeken was het effect even groot. Een rigoreuze uitspraak omtrent de mate van effect van gezinstherapie is in geen enkel literatuuroverzicht aangetroffen. De auteurs van de meeste literatuuroverzichten zagen zich geplaatst voor een moeilijk te integreren verzameling onderzoeksmateriaal. De effectstudies kunnen sterk variëren in type en aantal proefpersonen, onderzoeksopzet en gehanteerde effectmaat. Ook inconsistente onderzoeksuitslagen, zoals hiervoor beschreven bij Gurman & Kniskern, staan een duidelijke effectschatting nogal eens in de weg. De problemen van voorgaande literatuuroverzichten zijn grotendeels toe te schrijven aan de bruikte traditionele overzichtsmethoden (Hazelrigg, Cooper & duin, 1987). De verhalende opzet is niet of nauwelijks kwantitatief van aard. Hierdoor bevatten zij geen technieken om uiteenlopende resultaten of resultaten van verschillende soorten onderzoek met elkaar te combineren. Men is dan niet in staat om eventuele effecten van methodologische variabelen te meten en te wegen. De conclusies van dit soort overzichten moeten daarom in hoge mate als keurig, willekeurig en subjectief worden beschouwd (Rosenthal, 1984). Sinds enkele jaren bestaat er een methode die het mogelijk maakt de resultaten zodanig te kwantificeren en te combineren dat de conclusies nauwkeurig, niet arbitrair en niet willekeurig zijn. Het gaat om de zogenaamde ‘meta-analyse’, die het mogelijk maakt om over het gecombineerde onderzoeksmateriaal vergelijkbare sche analyses uit te voeren als in afzonderlijke effectstudies het geval is (Glass, McGaw & Smith, 1981; Rosenthal, 1984). In een meta-analyse worden de resultaten van de verzamelde effectonderzoeken eerst naar een gemeenschappelijke effectmaat omgerekend. Daarna worden de aldus verkregen effectuitkomsten van de effectonderzoeken bij elkaar opgeteld. Hierna even-

246 Dth 2 jaargang 9 september 1989 als in een afzonderlijk effectonderzoek het gemiddelde effect, de standaardafwijking en de significantie worden berekend. In een meta-analyse fungeert ieder afzonderlijk onderzoek als ware het een proefpersoon met zijn eigen effectuitkomst en met zijn eigen merken. De kenmerken van het onderzoek kunnen later aan de effectuitkomst worden gecorreleerd. Er is dus sprake van een proef van onderzoeken in plaats van een steekproef van nen. Een meta-analyse heeft als voordelen boven de traditionele literatuuroverzichten dat ze systematischer, uitputtender, explicieter en meer kwantitatief is. Door het combineren van effectonderzoeken, die elk apart vaak op te weinig waarnemingen berusten, krijgt men bovendien nu een onderzoek dat op een zeer groot aantal mingen berust. Een gevaar van literatuuroverzichten in het algemeen, en dus ook van meta-analyse, is dat men alleen onderzoeken opneemt die in tijdschriften worden aangetroffen. Veel tijdschriftredacties hebben echter de neiging om onderzoek dat niet wordt beloond met tisch significante resultaten te verwerpen. Dit betekent dat in veel literatuuroverzichten die studies waarin de hypotheses niet worden bevestigd niet voorkomen. Deze selectie leidt tot een ongewenste bias. Om een dergelijke ‘publication bias’ te voorkomen moet tracht worden in een meta-analyse zo veel mogelijk ongepubliceerd onderzoek naast gepubliceerd onderzoek op te nemen. bliceerd onderzoek kan worden aangetroffen in dissertaties, raalwerkstukken, lezingen e.d. Een tweede bedreiging van de teit van de resultaten van een meta-analyse wordt gevormd door de grote onderlinge verscheidenheid van de gecombineerde ken. Het combineren van resultaten uit onderzoeken die onderling sterk variëren als behandeling en effect, heeft mogelijk tot gevolg dat er ‘appels en peren bij elkaar worden opgeteld’. Dit kan achteraf empirisch worden onderzocht door van diverse methodologische en therapie-inhoudelijke onderzoekskenmerken na te gaan of zij samen hangen met de hoogte van de effectuitkomst. Wanneer onderzoeken met bepaalde methodologische kenmerken systematisch hogere of lagere effecten meten dan onderzoeken die die methodologische kenmerken niet hebben, dan betekent dit dat de resultaten van de meta-analyse geen valide schatting van het behandelingseffect men. De gecombineerde effectuitkomst is dan eerder een artefact van de methoden van onderzoek. Wanneer de effectuitkomst van een onderzoek echter lijkt samen te hangen met een therapie-inhoudelijke variabele, dan levert dit mogelijk nieuwe substantiële kennis op over belangrijke ‘achtergrondvariabelen’ bij het effect van gezinstherapie. In dit artikel presenteren wij een meta-analyse van de effecten van

Het effect van gezinstherapie 247 gezinstherapie, waarbij getracht is voor bovengenoemde bezwaren een oplossing te vinden. Eerst beschrijven wij hoe de literatuur met betrekking tot gezinstherapie is verzameld. Dan wordt ingegaan op de door ons gebruikte effectmaat en op de statistische toetsingen die over de resultaten van de meta-analyse zijn uitgevoerd. Vervolgens wordt een overzicht gegeven van de verzamelde derzoeken met hun afzonderlijke effectuitkomsten. Daarna komen de gecombineerde resultaten van de meta-analyse aan de orde. In een afzonderlijke paragraaf wordt ten slotte het effect van gezinstherapie per klacht geanalyseerd. In de discussie besteden we aandacht aan de mogelijkheid om conclusies te verbinden aan de resultaten van dit onderzoek en vergelijken we de resultaten met de gegevens uit ander onderzoek. Verzamelen van de onderzoeksliteratuur Er is gezocht naar zo veel mogelijk gepubliceerde en ongepubliceerde effectonderzoeken op het gebied van gezinstherapie. Daarbij is derzoek naar partner-relatietherapie en gezinstherapie in groepen buiten beschouwing gelaten. Naar gepubliceerd onderzoek is gezocht in de Psychological Abstracts, onder meer met behulp van de puter. Naar ongepubliceerd onderzoek is gezocht in de Dissertation Abstracts. Wij hebben ons hierbij beperkt tot de Europese sertation Abstracts, omdat het opvragen van proefschriften buiten Europa te lang zou gaan duren. Verder hebben wij via mondelinge rondvraag bij universitaire docenten en op een internationaal congres voor gedragstherapie naar ongepubliceerd onderzoek gezocht. Meten van het effect Van de verzamelde onderzoeksverslagen zijn de gerapporteerde resultaten door ons omgerekend naar de effectmaat ‘Cohen’s d’ (Rosenthal, 1984). Met deze maat wordt het effect van een ling uitgedrukt in standaardeenheden verschil tussen het gemiddelde van de experimentele groep en het gemiddelde van de controlegroep (d = X – X. e c , waarbij Xc = de gemiddelde score van de experimentele groep op de nameting, Xc = de gemiddelde score van de controlegroep op de nameting en s = het gemiddelde van de standaardafwijkingen van beide groepen).

248 Dth 2 jaargang 9 september 1989 D wordt negatief als de scores op de afhankelijke variabele(n) bij de nameting ongunstiger zijn voor de experimentele groep dan voor de controlegroep. In deze meta-analyse zal de groep met therapie steeds de experimentele groep worden genoemd. Van zoeken met meer dan één controlegroep zijn de gemiddelde scores van deze controlegroepen door ons samen genomen. Van studies waarbinnen het effect op meerdere manieren is gemeten zijn niet altijd alle effectuitkomsten in de meta-analyse opgenomen. Per hankelijke variabele is maximaal één meetinstrument geselecteerd, waarvan de resultaten zijn omgerekend naar Cohen’s d. Voor een volledige beschrijving van de gehanteerde selectiecriteria verwijzen wij naar het verslag van het onderzoek dat aan dit artikel vooraf is gegaan (Markus, 1988). Voorwaarde om de formule xe, __ direct te kunnen toepassen bij de berekening van Cohen’s d, is dat gemiddelden en afwijkingen in het betreffende onderzoeksverslag worden teerd. Dit is echter vaak niet het geval. Meestal wordt het verschil tussen groepsgemiddelden uitgedrukt in waarden van t, F, x2, of p. Gemiddelden en standaardafwijkingen worden meestal weggelaten. In dat geval hebben wij de gerapporteerde t-, F-, of andere waarden getransformeerd naar Cohen’s d met de door Rosenthal (1984) schreven formules. Per afzonderlijke effectstudie werd dus eerst het effect in Cohen’s d berekend. Als uiteindelijke effectuitkomst van gezinstherapie is het gemiddelde van deze tl-waarden genomen. De significantie van de uiteindelijke effectuitkomst is getoetst met fer’s Combined Test (1949). Daartoe is eerst per studie een Z-waarde berekend met de formule Z = rJN, waarbij r = d J 4 +d2en N de steekproef- grootte in die betreffende studie. Daarna worden de Z-scores bij elkaar opgeteld en door de wortel van het aantal \ z onderzoeken gedeeld ( ze = L..i ). Bij een eventueel gebrek aan ongepubliceerd onderzoek kan het gevaar van ‘publication bias’ worden geschat met ‘Fail Safe N’. Deze maat geeft aan hoeveel onderzoeken met niet significante resultaten er gevonden zouden moeten worden om de totale effectuitkomst niet

Het effect van gezinstherapie 249 significant te laten worden. ‘Fail Safe N’ wordt berekend met de formule Nr,. 01 = u: z ) 2 2.33 – N, waarbij N = het aantal onderzoeken. Is ‘Fail Safe N’ hoog, dan betekent dit dat er nog een groot aantal onderzoeken met nonsignificante ten gevonden zou moeten worden om het significantieniveau van de totale effectuitkomst aan het wankelen te krijgen. De resultaten zijn dan waarschijnlijk niet aan ‘publication bias’ te wijten. Is ‘Fail Safe N’ daarentegen laag, dan moet men voor ogen houden dat de taten al snel niet significant zouden worden wanneer er slechts een klein aantal niet-significante resultaten aan het verzamelde zoeksmateriaal zou worden toegevoegd. Het zou dan kunnen dat het gevonden effect aan ‘publication bias’ moet worden toegeschreven. Een derde toetsing die over de resultaten zal worden uitgevoerd is de ‘homogeniteitstoets’. Met deze toets kan achteraf worden geschat of er ‘appels en peren bij elkaar zijn opgeteld’. De diverse derzoeken kunnen onderling immers zo veel verschillen dat ze in feite verschillende hypothesen onderzoeken. In dat geval is het niet lijk om aan de gecombineerde resultaten al te veel conclusies te binden. De homogeniteitstoets gaat na in hoeverre de komsten die later zijn samengevoegd een statistisch homogene verzameling vormen. Wanneer blijkt dat de later samengevoegde effectuitkomsten een heterogene groep vormen, moet worden nomen dat de onderzoeken waarvan zij afkomstig zijn waarschijnlijk ook een heterogene groep vormen. De resultaten van deze zoeken kunnen dan achteraf gezien eigenlijk niet goed worden mengevoegd. De homogeniteit van de effectuitkomsten wordt toetst met z 2 = L: (w (d – du)2, waarbij w = de weging per studie naar steekproefgrootte, d = de effectuitkomst van de desbetreffende studie en du = de gewogen gemiddelde effectuitkomst van alle dies; df = K – 1, waarbij K = het aantal samengevoegde studies. Mediërende variabelen Achteraf is geprobeerd na te gaan in welke gevallen gezinstherapie veel of weinig effect heeft. Dit is onderzocht door te kijken of zoeken met bepaalde cliënt-, therapeut-, of therapiekenmerken matisch hogere (of lagere) effectuitkomsten vertonen dan zoeken die die kenmerken niet hebben. Behalve deze therapie-inhou-

250 Dth 2 jaargang 9 september 1989 18 mnd. .12 3 -43, p < .90 262 Dth 2 jaargang 9 september 1989 Discussie r. Met uitzondering van twee effectstudies (Liberman, l 981; Santa Barbara, 1979) hadden alle onderzoeken ten minste één groep. Hoewel voormetingen in de meta-analyse buiten beschouwing werden gelaten, heeft deze in zestien van de negentien onderzoeken wel degelijk plaatsgevonden. In geen enkel onderzoek werden cante verschillen tussen de groepen op de voormeting van de ten aangetroffen. Randomisering van groepen vond in dertien zoeken plaats en in drie onderzoeken is getracht de groepen wat betreft een aantal variabelen zo gelijk mogelijk samen te stellen. In veertien onderzoeken werden meerdere soorten meetinstrumenten gebruikt zoals zelfbeoordeling, beoordeling door derden met lijsten, gestandaardiseerde tests e.d. In elf onderzoeken werd het effect van de therapie door meerdere informatiebronnen beoordeeld en alleen in de onderzoeken van Barton & Alexander (1985) was de therapeut de enige informatiebron voor de uitkomst van de therapie. De verzameling effectstudies waarover het gecombineerde effect is berekend, lijkt over het algemeen van redelijk goede kwaliteit te zijn. Er waren geen significante verschillen vooraf tussen de groepen, er zijn meerdere soorten meetinstrumenten gebruikt en de resultaten van de therapie zijn vanuit meerdere perspectieven beoordeeld. Ook zijn de meeste onderzoeken in frequent geciteerde tijdschriften bliceerd. Hierdoor kan worden verondersteld dat de betreffende studies voldoen aan kwaliteitseisen van serieuze redacties. 2. Men kan de vraag stellen, of de resultaten van deze onderzoeken die onderling zo verschillen in meettechniek, onderzoeksgroep, ten klachten e.d. wel bij elkaar gevoegd mochten worden. Deze vraag zou primair beantwoord hebben moeten worden met de uitslag van de gemeten correlaties tussen de methodologische variabelen en de tl-waarden van de afzonderlijke effectstudies. Een hoge significante correlatie tussen een methodologische variabele en de effectuitkomst zou dan betekenen dat dat de effectuitkomst van een studie niet (alleen) met therapie-inhoudelijke variabelen samenhangt. Het ten effect zou dan (deels) een artefact van de gebruikte methode zijn. In dat geval mogen onderzoeken die onderling schillen in methode zeker niet worden samengevoegd. Om significante correlaties in dit opzicht te kunnen verwachten zou echter een groter aantal waarnemingen nodig zijn dan er beschikbaar waren (N = 19). Het was dus niet mogelijk om te onderzoeken of de meta-analyse aan ruis onderhevig was als gevolg van variatie in methodologische variabelen. Het effect van gezinstherapie 263 De homogeniteit van de effectuitkomsten bij de nameting wijst erop dat de onderzoeken daar voldoende vergelijkbaar waren om te mogen worden samengevoegd. Op de follow-up zijn de komsten echter heterogeen, waardoor het wat dat betreft onterecht lijkt om de verschillende onderzoeksresultaten samen te voegen. Het berekende gemiddelde effect kan hier dan ook niet als een valide schatting van het behandelingseffect worden gezien. Wel werden er homogene groepen follow-up studies verkregen als de lengte van de follow-up periode constant werd gehouden (zie 'paragraaf met uitsplitsingen'). Er moet echter rekening worden gehouden met de mogelijkheid dat de uitslag van de toets hier op toeval berust. Het aantal studies waarover de niteitstoets is uitgevoerd was immers erg klein. 3. Hoewel de berekende d-waarden per afzonderlijke effectstudie ieder op voldoende waarnemingen berusten mogen we niet vergeten dat er voor ons onderzoek slechts weinig studies beschikbaar waren. De resultaten kunnen dan ook slechts beschouwd worden als een eerste aanwijzing. Meer onderzoek naar de effecten van pieën zou de mogelijkheden voor zinvolle meta-analyses vergroten. 4. Vrijwel gelijktijdig met de uitvoering van ons onderzoek werd in de Verenigde Staten een andere meta-analyse over twintig studies van gezinstherapie uitgevoerd (Hazelrigg, Cooper & Borduin, 1987). In dat onderzoek werd een iets lager effect gemeten van d = -46 op de nameting en een zich handhavend effect van d = -48 op de follow-up. Dat de effectuitkomsten van deze meta-analyse iets lager liggen dan bij onze meta-analyse kan onder andere worden schreven aan het feit dat gezinstherapie in de experimentele groep soms werd vergeleken met een andere variant van gezinstherapie in de controlegroep. Verder verschilden de twee meta-analyses in genomen studies en werden er verschillende strategiëen gehanteerd bij meerdere gerapporteerde effectuitkomsten binnen één studie (zie Rosenthal, 1984). 5. In 1977 voerden Smith en Glass een meta-analyse uit naar het effect van psychotherapie in het algemeen. In deze meta-analyse over vierhonderd effectstudies kwamen zij tot de conlusie dat therapie gemiddeld een effect heeft van d = .68 na gemiddeld 3 3/4 maanden. Tevens kwamen zij tot de conclusie dat er geen verschil in effect is tussen de soorten therapie. In de meta-analyse van Smith & Glass is het effect van gezinstherapie niet afzonderlijk geanalyseerd; de resultaten behelsden voornamelijk de effecten van individuele 264 Dth 2 jaargang 9 september 1989 therapievormen. Het korte-termijneffect van individuele therapie, zoals door Smith en Glass gemeten (d = .68 na gemiddeld 3 3/4 maanden) en het korte-termijneffect van gezinstherapie zoals door ons gemeten (d = .70 na twee maanden) loopt nauwelijks uiteen. Het effect op langere termijn is door Smith & Glass niet afzonderlijk berekend. Een vergelijking met onze follow-up resultaten was hier dus niet mogelijk. Wel constateerden Smith & Glass een klein tief verband tussen aantal maanden follow-up en grootte van het effect (r = - .ro, p < .05). Dat doet denken aan het door ons vonden afnemen van therapie-effect wanneer de follow-up na meer dan r8 maanden is uitgevoerd. In ons onderzoek hebben we het follow-up effect van therapie vergeleken met follow-upeffecten van andere therapieën. Dit wijst in de richting van een groter effect van gezinstherapie na deld tien maanden (d = .67, s.d. = 64, p < .001; Fail Safe N = 61), maar dit effect is niet consistent (xz = 37.72, df = 5, p < .oor). Hoewel de effectgroottes van de vergelijkende onderzoeken dus nogal uiteenlopen, is er in vijf van de zes onderzoeken sprake van een positief effect van gezinstherapie ten opzichte van andere (meestal individuele) therapieën (zie tabel r). Samenvattend kunnen we concluderen dat gezinstherapie op de korte termijn evenveel effect heeft als individuele therapieën. Daarna neemt het effect van gezinstherapie in vergelijking met individuele therapie toe. Op de nog langere termijn, na meer dan anderhalf jaar, lijkt echter ook het effect van gezinstherapie af te nemen. Er is nelijk weinig bestand tegen de tand des tijds. Bij al deze gegevens moeten we echter niet vergeten dat de len waar we ons nu op baseren klein zijn. Er zijn meer vergelijkende follow-up studies nodig voordat het lange-termijneffect van therapie dusdanig kan worden beoordeeld dat daaruit harde clusies zijn te trekken. Daarbij zou het dan ook interessant zijn om te onderzoeken of een meer flexibele en meer op probleem oplossen gerichte vorm van gezinstherapie - de directieve gezinstherapie - waarin gezinsleden wel gezien en gehoord worden maar niet per se het onderwerp van behandeling zijn, een surplus aan effecten levert in vergelijking met een volledig individuele behandeling of met 'orthodoxe' vormen van gezinstherapie. Het effect van gezinstherapie 265 ABSTRACT The effectiveness of family therapy: a meta-analytic review - Family therapy effectiveness is assessed in a meta-analysis of nineteen studies. The results of the meta-analysis are compared to results of other therapies. At posttreatment, the mean patient with family therapy is better off than 76% of the patients with an alternative treatment, a minimal treatment or no treatment. Four months after treatment, family therapy seems to be as ve as other therapies. After this period, the relative effects of family therapy seem to increase until eighteen months after treatment, but seem to diminish as follow-up periods get Jonger. However, more studies with long term low-ups will be needed before hard conclusions about the long term ness of family therapy can be drawn. Referenties Alexander, J.F. & Parsons, B.V. (1973). Short-term behavioral intervention with delinquent families: Impact on family process and recidivism. J. Abn. Psychol., 81, 219-225. Barton, C., Alexander, J.F" Waldron, H" Turner, CW. & Warburton, J. (1985). Generalizing Treatment Effects of Functional Family Therapy: Three Replications. Am. J. Fam. Ther" 13, 16-26. Beal, D. & Duckro, P. (1977). Family Counseling as an Alternative to Legal Action for the Juvenile States Offender. J. Marr. Fam. Couns" 77-8!. Borduin, C., Henggeler, S" Hanson, C. & Harbin, F. (1982). Treating the family of the adolescent: A review of the empirica! literature. In: S.W. Henggeler (ed.), Delinquency and adolescent psychopathology: A ecological systems approach. Boston. DeWitt, K. (1978). The effectiveness of family therapy: A review of outcome research. Arch. Gen. Psychiatry, 35, 549-56!. Falloon, l.R.H" Boyd, J.L" McGill, C.W" Williamson, M.J" Razani, J" Moss, H.B" Gilderman, A.M. & Simpson, G.M. (1985). Family nagement in the Prevention of Morbidity of Schizophrenia. Arch. Gen. Psychiatry, 23, 101-106. Fisher, J" Anderson, J" Arveson, E" & Brown, S. (1978). Alderian family counseling: An evaluation. Int. J. Fam. Couns" 6, 42-44. Garrigan, J.J. & Bambrick, A. (1977). Family Therapy for Disturbed ren: Some Experimental Results in Special Education. J. Marr. Fam. Couns" 83-93. Glass, F" McGaw, B. & Smith, M. (1981). Meta-analysis in social research. Beverly Hills. Glick, l.D" Clarkin, J.F" Spencer, J.H" Haas, G.L., Lewis, A.B" Peyser, J" De Masse, N" Good-Ellis, M" Harris, E. & Lestelle, V. (1985). A trolled Evaluation of lnpatient Family lntervention. Arch. Gen. Psychiatry, 42, 882-886. 266 Dth 2 jaargang 9 september 1989 Gurman, A.S., Kniskern, D.P. & Pinsof, W.M. (1978). Research on the process and outcome of marital and family therapy. In: S.L. Garfield & E.A. Bergin (eds.), Handbook of psychotherapy and behavior change. New York. Hazelrigg, M.D., Cooper, H.M. & Borduin, C.M. (1987). Evaluating the Effectiveness of Family Therapies: An Integrative Review and Analysis. Psych. Bulletin, 101, 428-442. Klein, N., Alexander, J.F., & Parsons, B.V. (1977). Impact of family systems intervention on recidivism and sibling delinquency: A model of primary intervention and program evaluation. J. Cons. C/in. Psych., 45, 469-474. Lange, A. (1985), Gedragsverandering in gezinnen. Groningen: Wolters Noordhoff. Lange, A. (1989) Directieve gezinstherapie bij problemen van kinderen en adolescenten. Directieve Therapie, 9. In druk. Langsley, D.G., Pittman, F.S., Machotka, P. & Flomenhaft, K. (1968). Family Crisis Therapy - Results and Implications. Fam. Proc., 7, 145-158. Langsley, D.G., Machotka, P. & Flomenhaft, K. (1971). Avoiding Mental Hospita! Admission: A Follow-up Study. Am. J. Psychiat., 127, 1391-1394. Leff, J., Kuipers, L., Berkowitz, R" Eberlein-Vries, R. & Sturgeon, D. (1982). A Controlled Trial of Social lntervention in the Families of Schizophrenic Patiens. Brit. J. Psychiat., 141, 121-134. Liberman, P.R., Wallace, C.J., Falloon, I.R.H. & Vaughn, C.E. (1981). Interpersonal Problem-Solving Therapy for Schizophrenics and Their Families. Compr. Psychiat., 627-630. Markus, E.J. (1988). Het e.ffèct van gezinstherapie. Een kwantitatief onderzoek. Doctoraalwerkstuk. Universiteit van Amsterdam. Martin, B. (1977). Brief Family Intervention: Effectiveness and the ce oflncluding the Father. J. Cons. Clin. Psych., 45, 1002-!010. Massie, H. & Beels, C. (1972). The outcome of the family treatment of schizophrenia. Schizophrenia Bulletin, 6, 24-36. Masten, A. (1979). Family therapy as a treatment of children; A critica! review of outcome research. Fam. Proc., 18, 323-335. Pacquin, M. (1977). The Status of Family and Marital Therapy Outcomes: Methodological and Substantive Considerations. Canadian Psych. Rev., 18, 221-232. Parsons, B.V. & Alexander, J.F. (1973). Short-term Family lntervention: A therapy outcome study. J. Cons. Clin. Psych., 41, 195-201. Rosenthal, R. (1984). Meta-ana/ytic procedures/or socia/ research. Beverly Hills. Ro-Trock, G.K., Wellisch, D.K. & Schoolar, J.G. (1977). A Family Therapy Outcome Study in an Inpatient Setting. Amer. J. Orthopsychiat" 47, 514- 522. Santa-Barbara, J., Woodward, C.A., Levin, S., Goodman, J.T., Streiner, D. & Epstein, N.V. (1979). The McMaster Family Therapy Outcome Study: An Overview of Methods and Results. Int. J. Fam. Ther. Sigal, J.J., Barrs, C.B. & Doubilet, A.L. (1975). Problems in Measuring the Succes of Family Therapy in a Common Clinical Setting: Impasse and Solutions. Fam. Proc. Het effect van gezinstherapie 267 Slipp, S. & Kressel, K. (1978). Difficulties in Family Therapy Evaluation. Fam. Proc" 17, 409-421. Slipp, S. & Kressel, K. (1979). Does Family Therapy produce change? An overview of outcome studies. Group, 3, 23-34. Smith, M.L. & Glass, G.V. (1977). Meta-Analysis of Psychotherapy Outcome Studies. Amer. Psychologist. Stouffer, S.A" Suchman, E.A., De Vinney, L.C., Star, S.A. & Williams, R.M. (1949). The American Soldier: Adjustment During Army Life, Vol. I. ceton. Ulrici, D. (1983). The effect of behavioral and family interventions on le recidivism. Fam. Ther" 10, 25-36. Wellisch, D.K., and Ro-Trock, G.K. (1980). A Three-Year Follow-up of Family Therapy. Int. J. Fam. Ther" 169-175.[/fusion_text] [fusion_text columns="" column_min_width="" column_spacing="" rule_style="" rule_size="" rule_color="" hue="" saturation="" lightness="" alpha="" user_select="" awb-switch-editor-focus="" content_alignment_medium="" content_alignment_small="" content_alignment="" hide_on_mobile="small-visibility,medium-visibility,large-visibility" sticky_display="normal,sticky" class="" id="" width_medium="" width_small="" width="" min_width_medium="" min_width_small="" min_width="" max_width_medium="" max_width_small="" max_width="" margin_top="" margin_right="" margin_bottom="" margin_left="" fusion_font_family_text_font="" fusion_font_variant_text_font="" font_size="" line_height="" letter_spacing="" text_transform="" text_color="" animation_type="" animation_direction="left" animation_color="" animation_speed="0.3" animation_delay="0" animation_offset="" logics=""] [wpdm_package id="4020"] [/fusion_text] [/fusion_builder_column][/fusion_builder_row][/fusion_builder_container]