H. VertommenOnze interesse in het begrip werkalliantie en de meting ervan is gegroeid vanuit de klinische praktijk en vanuit onderzoek op het gebied van de indicatiestelling voor psychotherapie (Van Audenhove, 1986; Van Audenhove & Vertommen, 1984; Vertommen & Van Audenhove, 1986; Van Mechelen & Vertommen, 1988; Van Mechelen, 1989; Vervaeke & Vertommen, 1991, 1992). Een goede indicatiestelling dient een positieve invloed te hebben op het therapeutisch proces en op het effect van de behandeling. Onderzoekers op het gebied van de indicatiestelling richten hun aandacht dan ook op indicatoren van een efficiënt verloop van de behandeling en op ‘outcome’. Zelf zijn we vooral geïnteresseerd in een meting die aan het begin van het therapeutisch proces een beeld kan bieden van de mate waarin de ‘motor van de therapie aanslaat’. Het gaat ons dus om het proces van de therapie en niet om een eind- of tussenliggend resultaat van de behandeling. Bij het zoeken naar een dergelijke procesevaluatiemaat van psychotherapie kwamen we op het spoor van het in de hulpverlening centraal staande begrip werkalliantie.
In de literatuur over de werkalliantie begint men gewoonlijk bij de psychoanalyse. Sommige auteurs zien reeds in de vroege geschriften van Freud over de overdracht de eerste aanduidingen van het begrip (Etchegoyen, 1991; Gaston, 1990; Gelso & Carter, 1985; De Ruiter & Cohen, 1987; Sandler, Dare & Holder, 1973; & Hill, Tichenor 1989). Men verwijst hierbij naar Freuds onderscheid tussen de realistische, op samenwerking gerichte aspecten van de therapeutische relatie en de meer vervormde aspecten. Dit ‘iets anders dan de overdrachtsrelatie’ werd door Sterba (1934) later ‘ego-alliantie’ genoemd en heeft betrekking op de alliantie tussen de ‘redelijke’ aspecten van cliënt en therapeut. Hij stelde verder dat de cliënt dient te evolueren naar een toestand waarin hij niet alleen kan ervaren, maar ook observeren. Dit ‘observerende ego’ zou de cliënt in staat stellen het werk in de therapie te doen. Zetzel (1956) introduceerde de term ‘therapeutische alliantie’ die zij reserveert voor de binding aan en de identificatie met de therapeut. Volgens Sandler, Dare en Holder (1973) gaf Zetzel de aanzet tot een verdere differentiatie tussen de ‘eigenlijke overdracht’ en de behandelingsalliantie. Greenson (1967) gebruikte voor het eerst de term ‘werkalliantie’ naast ‘therapeutische alliantie’, maar maakte aanvankelijk geen onderscheid tussen deze twee begrippen. Hij omschrijft de alliantie als de motivatie en de mogelijkheid tot werken in de behandeling. Daaraan kunnen kenmerken van de cliënt, de therapeut en de behandelingssituatie bijdragen.
Sandler en anderen (1973) stellen dat het begrip alliantie door de jaren heen een meer gedifferentieerde inhoud heeft gekregen en een belangrijkere plaats is gaan innemen in de psychoanalyse. In 1978 werd het concept alliantie door Greenson en Wexler nader gepreciseerd. Alles wat niet tot de overdrachtsrelatie behoort, wordt dan therapeutische alliantie genoemd. Deze is volgens hen verder onder te verdelen in de werkalliantie en de reële relatie. Dat deel van de relatie dat steunt op wederzijds respect en begrip wordt aangeduid als ‘reële relatie’. De werkalliantie stellen zij gelijk aan de niet-neurotische, redelijke binding die de cliënt met zijn analyticus heeft.
Bordin (1979) zorgde voor een doorbraak van het begrip in empirisch onderzoek (Gelso & Carter, 1985; Lietaer, 1989). Hij gaf een definitie die een essentieel vormaspect benadrukt, namelijk de overeenkomst (het ‘akkoord’) tussen cliënt en therapeut. Bordin (1979) beschouwt de werkalliantie bovendien als de ‘motor’ van verandering in het psychotherapeutisch proces en niet als het resultaat ervan (Sterba, 1934), noch als een kenmerk van een bepaalde fase in het proces (Barrett–Lennard, 1985). Beide kenmerken, de overeenkomst en de ‘motor’, waren zo belangrijk omdat men juist in die tijd begon te zoeken naar helpende factoren die kenmerkend zijn voor de verschillende therapierichtingen. Volgens Horvath en Greenberg (1989) is de definitie van Bordin vernieuwend omdat daarin het wederzijdse van de relatie tussen cliënt en therapeut wordt geaccentueerd. Bordins definitie van de werkalliantie behelst een integratie van a de overeenkomst tussen cliënt en therapeut omtrent de doelen, b de overeenkomst tussen cliënt en therapeut omtrent de wijze waarop de doelen bereikt kunnen worden (de taakovereenkomst) en c de ontwikkeling van een persoonlijke binding tussen de therapeut en de cliënt (de ‘bond’) (Bordin, 1979). Naar onze mening slaagt Bordin er echter niet ten volle in de taak- en doelenovereenkomst onafhankelijk van elkaar te definiëren. Volgens Greenberg (1985) biedt de definitie van Bordin een duidelijk kader om te begrijpen wat er gebeurt in behandelingen die succesvol verlopen. Cliënten en therapeuten dienen het, expliciet of impliciet, eens te zijn over doelen en taken, er moet een band tot ontwikkeling komen die in overeenstemming is met deze doelen en taken, en beiden moeten zich daarmee willen engageren. De vervulling van deze condities zou leiden tot een succesvolle therapeutische ervaring. Deze simpele en elegante formulering van Bordin correspondeert volgens Greenberg (1985) met de klinische ervaring.
Men zou verwachten dat Bordins definitie door veel onderzoekers gebruikt wordt, maar zo is het niet gegaan. Integendeel, vanaf het begin van de jaren tachtig zien we de ene definitie van werkalliantie na de andere opduiken. Zo definieert men de werkalliantie als de binding tussen de cliënt en de therapeut en de mate waarin de cliënt ervaart dat de therapeut hem/haar zal kunnen helpen (Luborsky, Crits-Christoph, Alexander, Margolis & Cohen, 1983), als het actief meewerken van de cliënt aan de te vervullen taken in het psychotherapeutisch proces (Frieswyck, Colson & Allen, 1984), als de kwaliteit van de interactie tussen cliënt en therapeut (Strupp, 1980), als de positieve en negatieve bijdrage van cliënt en therapeut aan de relatie (Horowitz, Marmar, Weiss, DeWitt & Rosenbaum, 1984) en ten slotte als een bepaalde fase van het proces waarin de therapeut op een of andere manier met de cliënt moet onderhandelen (Barrett-Lennard, 1985).
Bij het bestuderen van de recente literatuur krijgen we de indruk dat de aanwas van nieuwe definities uitblijft. Maar de bestaande definities zijn wel een eigen leven gaan leiden. Er worden geen pogingen tot integratie of consensus ondernomen. Het lijkt erop dat de werkalliantie een verzameling is geworden van condities, eigenschappen en/of vaardigheden van de cliënt, de therapeut, de situatie waarin ze verkeren en de interactie tussen beiden. Daarbij zorgt de werkalliantie voor verandering of is ze het resultaat ervan. Kortom: het is een multidimensioneel begrip geworden. Het lijkt er in dat kader op dat men geëvolueerd is van een solipsisme van therapeuten (iedere therapeut een eigen therapie) naar een solipsisme van onderzoekers en theoretici.
Hierna bespreken we enkele factoren die de werkalliantie beïnvloeden. Daarbij zal voor dit moment geen speciale aandacht worden geschonken aan de specifieke definitie van het begrip of aan de meetinstrumenten die in de verschillende onderzoeken werden gebruikt.
Al te vaak wordt de hulpverlener geconfronteerd met interessante onderzoeken of theoretische discussies waarvan hij/zij zich afvraagt welke betekenis deze hebben voor de besluiten die genomen moeten worden ten aanzien van een cliënt die in consult komt. In dit geval luidt de vraag welke kenmerken bijdragen aan het tot stand komen van een goede werkrelatie. Ook vanuit het perspectief van de indicatiesteller is dit een onontbeerlijke vraag.
Achtereenvolgens komen voor de werkalliantie relevant gebleken kenmerken van cliënten, therapeuten en de techniek aan de orde, alsmede het aspect van de ‘closeness-of-fit’ tussen cliënt en therapeut.
De eerste groep van beïnvloedende factoren is die van de cliëntkenmerken. Gelso en Carter (1985) vermelden als kenmerken onder meer de mogelijkheid vertrouwen te schenken en energie te investeren in relaties. Greenson (1967) stelt dat de bijdrage van de cliënt aan de werkalliantie bestaat uit diens vermogen tot het vestigen van een min of meer ‘rationele’ band met de therapeut. Dit vermogen is vooral gebaseerd op de mogelijkheden van de cliënt om driftmatige energie te neutraliseren. Aspecten die in wetenschappelijk onderzoek aan bod zijn gekomen zijn onder meer: de kwaliteit van de interpersoonlijke relaties van de cliënt (Klee, Abeles & Muller, 1990; Kokotovic & Tracey, 1990; Marziali, 1984; Moras & Strupp, 1982), extreme interpersoonlijke gedragingen (Kiesler & Watkins, 1989), de cliëntmotivatie (Kivlighan, 1990, p. 27), somatische problemen (Luborsky e.a., 1983), hostiliteit (Hartley & Strupp, 1983; Kokotovic & Tracey, 1990) en de ernst van de problematiek (Marziali, 1984; Moras & Strupp, 1982). Uit deze onderzoeken blijkt dat sterke vijandigheid, extreme interpersoonlijke gedragingen, veel lichamelijke klachten en een lage motivatie – alle gemeten voor het begin van de therapie – positief correleren met een zwakke werkalliantie. Dit verband wordt soms al gevonden bij meting na het eerste gesprek (Kokotovic & Tracey, 1990). Tussen de ernst van de problematiek van de cliënt en de werkalliantie worden geen duidelijke verbanden gevonden (Kokotovic & Tracey, 1990; Moras & Strupp, 1982).
De tweede groep van beïnvloedende factoren bestaat uit de kenmerken van de therapeut. Volgens Gelso en Carter (1985) zouden de client-centered condities empathie, echtheid en onvoorwaardelijke positieve aanvaarding (therapeutkenmerken die overigens voor hun effect afhankelijk zijn van de beleving van de cliënt) essentieel zijn voor de ontwikkeling van de werkalliantie. Etchegoyen (1991) ziet, onder verwijzing naar Greenson, de niet-aflatende pogingen van de therapeut om de weerstand te begrijpen en te duiden als de voornaamste bijdrage tot de werkalliantie. Kivlighan (1990) vermeldt onder andere de vriendelijkheid van de therapeut, terwijl Luborsky e.a. (1983) en Luborsky (1985) de cognitieve stijl, de competentie, de psychologische aanpassing en het belang dat men stelt in het helpen van anderen, onderzochten.
De derde groep betreft de technische activiteiten van de therapeut. Deze factoren zijn weinig onderzocht. De enige studie die wij vonden, is die van Kivlighan (1990). Zijn voornaamste bevinding is dat de intentie van de therapeut om verschillende therapeutische activiteiten toe te passen 32% van de variantie in de scores op een meting van de werkalliantie verklaart. Daarbij werd gecontroleerd voor enkele cliëntvariabelen. De metingen vonden plaats na het eerste interview en de therapeuten waren onervaren. De resultaten tonen aan dat de intentie om diagnostiek te bedrijven en die tot het geven van steun en bemoediging negatief gecorreleerd zijn met de werkalliantie. Beide intenties zouden volgens de auteurs met zich brengen dat de cliënt in een passieve rol terechtkomt waardoor deze verhinderd wordt op een meer actieve manier verantwoordelijkheid te nemen voor de inhoud en de richting van de behandeling. Kivlighan (1990) vond eveneens een negatief verband tussen de werkalliantie en de intentie tot exploreren. Deze auteur stelt dat het exploreren van gedachten, gevoelens en gedragingen mogelijk effectiever zou zijn in een latere fase van de behandeling.
De vierde groep van beïnvloedende factoren is die van ‘closeness of fit’ (de mate waarin cliënt en therapeut bij elkaar passen) (Bordin, 1979, p. 253). Dit is met andere woorden een interactionele factor. Horowitz e.a. (1984) vonden dat de interactie tussen technische interventies van de therapeut en cliëntkarakteristieken de werkalliantie versterkten. Voor sterk gemotiveerde cliënten gold dat de alliantie versterkt werd door exploratie van de negatieve overdracht. Bij minder gemotiveerde cliënten werd de alliantie versterkt door een systematische positieve attitude van de therapeut ten aanzien van de cliënt. Kiesler en Watkins (1989) vonden hogere werkalliantiescores voor cliënten en therapeuten in dyadische relaties naarmate de complementariteit tussen cliënt en therapeut groter was, waarbij de complementariteit zich afspeelt binnen de ‘vijandige helft van de interpersoonlijke cirkel’. (Met dit laatste wordt bedoeld dat een vijandig-dominante positie van de therapeut een vijandig-onderworpen houding van de cliënt met zich brengt en omgekeerd.) Het gaat daarbij om belevingen als competitiviteit, wantrouwen, kilheid, vijandigheid, onthechting, remming en onzekerheid. Een soortgelijke bevinding werd door Vervaeke en Vertommen (1992) gerapporteerd. Zij vonden dat werkalliantiescores van cliënten en therapeuten, gemeten na het eerste gesprek, hoger waren naarmate zij meer overeenstemming hadden over hun ‘ziekte-, genezings- en gezondheidstheorie’. Evenzo geldt dat hoe meer overeenstemming bestaat over de beoordeling van het reële hulpverleningsaanbod (gemeten na het vijfde gesprek), hoe hoger de werkalliantiescore is van cliënten en therapeuten.
We kunnen op grond van dit overzicht alvast concluderen dat de werkalliantie beïnvloed wordt vanuit verschillende bronnen (cliënt, therapeut, technische activiteiten van de therapeut en aspecten van de ‘match’ tussen cliënt en therapeut.) Van grote waarde is dat een aantal factoren gespecificeerd werd waaraan de therapeut aandacht kan besteden bij de opbouw van de werkalliantie.
De predictieve waarde van de werkalliantie voor de outcome van psychotherapie is goed gedocumenteerd door onderzoek (Eaton, Abeles & Gutfreund, 1988; Gomes–Schwartz, 1978; Hartley & Strupp, 1983; Horowitz, Marmar, Weiss, DeWitt & Rosenbaum, 1984; Horvath & Greenberg, 1989; Horvath & Marx, 1990; Kivlighan, 1990; Klee, Abeles & Muller, 1990; Luborsky, McLellan, Woody, O’Brian & Auerbach, 1985; Marziali, 1984; Moras & Strupp, 1982; Morgan, Luborsky, Crits–Christoph, Curtis & Solomon, 1982; Tichenor & Hill, 1989).
Ook al zijn de uitkomsten van de studies op zichzelf niet goed vergelijkbaar – door de zeer verschillende wijzen van operationaliseren van de outcome en de werkalliantie –, het is opvallend dat in sommige van de hierboven aangehaalde studies een belangrijk deel van de outcome-variantie verklaard wordt door alliantiemetingen. (De percentages variëren van 9 tot 46.) Ook na uitzuivering van de variantie veroorzaakt door de initiële niveaus van de outcome-variabelen wordt in een aantal studies een percentage van om en nabij de 30 gevonden (Marziali, 1984; Eaton e.a., 1988). Verder bleken gevonden verbanden tussen alliantiemetingen en outcome onafhankelijk te zijn van de bron van de gegevens (cliënt, therapeut of klinische beoordelaars) (Horvath & Symonds, 1991).
Interessante overzichtsartikelen over het onderwerp werden gepubliceerd door de Ruiter en Cohen (1987), Gaston (1990) en Horvath en Symonds (1991). Laatstgenoemden vonden met behulp van een meta-analyse een correlatie van 0,26 tussen outcome en werkalliantie (als schatting van de globale ‘effect size’, een gestandaardiseerde maat voor verandering, gebruikten zij de produkt-momentcorrelatiecoëfficiënt, Horvath en Symonds, 1991, p. 140).
Overigens zijn Hartley en Strupp (1983) de enige onderzoekers die geen rechtstreeks verband vonden tussen de sterkte van de werkalliantie en de outcome. Toch vonden ze dat meer succesvolle cliënten, in vergelijking met minder succesvolle, in het begin van de behandeling meer groei vertoonden in de sterkte van de alliantie.
Een belangrijke vraag die sommige auteurs ten aanzien van het beschreven verband stellen (De Beurs & Lange, 1990; Gaston, 1990), is of de alliantie een gevolg is van verandering die in de behandeling is opgetreden (en dus een vorm van outcome-meting) dan wel een indicator van het veranderingsproces, conform de definitie van Bordin (1979). Zo verklaart in een onderzoek van Gaston (1990) de alliantie, gemeten tegen het einde van de behandeling, 36% tot 57% van de outcome-variantie bovenop de initiële symptomatologie en op de verandering in symptomen gedurende de therapie. Dit pleit tegen de opvatting als zou de alliantie louter het gevolg zijn van opgetreden verandering. Andere onderzoekers rapporteren soortgelijke bevindingen (Gaston, Marmar, Gallagher & Thompson, 1991). Gezien het feit dat deze studies gebaseerd zijn op een klein aantal personen is vervolgonderzoek aangewezen met betrekking tot de vraag of de werkalliantie gezien moet worden als het resultaat van verandering dan wel als de ‘motor tot verandering’.
Gezien de bevindingen uit verschillende andere studies dient het globale verband dat is gevonden tussen werkalliantie en outcome enigszins genuanceerd te worden.
In de eerste plaats stelt een aantal auteurs (Bordin, 1979; Frieswyck, Allen, Colson, Coyne, Gabbard, Horowitz & Newsom, 1986; Gaston, 1990; Gelso & Carter, 1985; Horvath & Greenberg, 1989) dat verschillende componenten van de werkalliantie, op verschillende momenten van het therapeutisch proces gemeten, een verschillende predictieve waarde kunnen hebben voor de outcome. Zo verwacht men dat de overeenkomst over en het aanvaarden van de therapeutische taken – en tot op zekere hoogte ook van de doelen – vooral belangrijk is in het begin van het proces. De sterkte van de ‘bond’ zou meer cruciaal worden in latere fases van de behandeling, wanneer de cliënt meer geconfronteerd wordt met moeilijke en pijnlijke zaken, waardoor deze meer behoefte krijgt aan begrip en steun van en vertrouwen in de therapeut om met het werk door te kunnen gaan. In een studie waarin de predictieve waarde voor de outcome van verschillende operationalisaties van de ‘bond’ wordt onderzocht, vonden Saunders, Howard en Orlinsky (1989) zowel lineaire als curvilineaire verbanden tussen de ‘bond’ en de outcome. Dit betekent dat – vooral in de beginfase van de therapie – de therapeutische band te sterk maar ook te zwak kan zijn, wat in beide gevallen resulteert in een negatief effect op de outcome. De gegevens duiden erop dat een overschatting van de band in het begin van de behandeling kan leiden tot ontgoocheling in de loop van de therapie en via deze weg tot een minder goede outcome.
In de tweede plaats wijst een aantal studies uit dat de werkalliantie – gemeten in het begin van de behandeling – enkel predictief is voor de outcome wanneer de alliantie sterk is. Een zwakke alliantie in het begin van de therapie zou niet predictief zijn voor de outcome (Luborsky e.a., 1983; Luborsky, 1985). Volgens Kokotovic en Tracey (1990) is het namelijk zo dat een aanvankelijk zwakke werkalliantie gedurende het verloop van het therapeutisch proces sterker kan worden. Ze baseren zich voor deze uitspraak op het feit dat er geen verschil was in werkalliantie – gemeten na de eerste sessie – tussen vroegtijdige afbrekers en mensen die in therapie bleven.
We besluiten dat er aanwijzingen zijn dat de werkalliantie voornamelijk een indicator is van het verloop van het therapieproces die bovendien predictief is voor de outcome.
Bij de verkenning van de literatuur over het begrip werkalliantie bleek er een overvloed te zijn aan definities. Het zal dan ook geen verwondering wekken dat op basis van deze verschillende definities een scala van instrumenten ter meting van het begrip ontwikkeld is. Een volgende opsomming is hiervan een illustratie: Vanderbilt University Therapeutic Alliance Scale (Harley & Strupp, 1983); Penn Helping Alliance Rating Method en Penn Helping Alliance Questionnaire (Morgan, Luborsky, Crits-Christoph, Curtis & Solomon, 1982; Luborsky, McLellan, Woody, O’Brien & Auerbach 1985); Toronto Therapeutic Alliance Scales (Marziali, Marmar & Krupnick, 1981); California Therapeutic Alliance Scale (Marmar, Marziali & Horowitz, 1986); de Effectieve werkrelatieschaal (Lietaer, 1989). Een bespreking van elk van deze instrumenten valt buiten het bestek van dit artikel. Voor een gedetailleerd overzicht van de kwaliteiten van de verschillende meetinstrumenten verwijzen we naar Hartley (1985, pp. 532–549).
Bij de keuze van definitie en meetinstrument voor ons onderzoek (Vervaeke & Vertommen, 1991) stelden we de volgende voorwaarden voorop.
Ten eerste moest het een concept zijn dat van toepassing is op verschillende vormen van psychotherapie, en dat meetbaar is ongeacht de specifieke vorm van de therapie.
In de tweede plaats hechtten we, geïnspireerd door Lambert (1990), veel belang aan de onderlinge vergelijkbaarheid van onderzoeksresultaten uit verschillende onderzoeken. Dit impliceert dat wij eerder een bestaand en algemeen aanvaard meetinstrument zouden gebruiken dan dat wij zelf een instrumentarium zouden ontwikkelen.
In de derde plaats zochten wij een vragenlijst die zowel bij cliënten als therapeuten gebruikt kon worden of door hen beiden gezamenlijk ingevuld kon worden; daarbij diende de afnameduur van de lijst zo kort mogelijk te zijn.
| 1. |
dat deze globaler is dan die van anderen (cfr. hierboven) die meestal slechts een deelaspect van Bordins definitie benadrukken,
|
| 2. |
dat de relevante deelaspecten van ‘bond’, doet- en taakovereenkomst erin opgenomen zijn,
|
| 3. |
dat deze de minste overlap vertoont met de andere componenten van de therapeutische relatie (namelijk de overdrachts- en de
reële relatie; Gelso en Carter, 1985).
|
Toen we bovendien op het spoor kwamen van een instrument dat gebaseerd is op deze definitie (de Working Alliance Inventory, Horvath & Greenberg, 1989) en zagen dat het onderzoek aan de hand van dit instrument nog steeds actueel is (Efstation, Patton & Kardash, 1990; Horvath & Greenberg, 1989; Kivlighan, 1990; Kokotovic & Tracey, 1990; Tracey & Kokotovic, 1989), waren er voor ons redenen genoeg om dit instrument te gaan gebruiken in ons onderzoek.
Hierna beschrijven we achtereenvolgens de constructie van het instrument en de psychometrische kwaliteiten ervan.
Op basis van een inhoudsanalyse van Bordins beschrijving van elk van de dimensies (doel-, taakovereenkomst en ‘bond’) werd een itempool gegenereerd waarvan na verschillende uitzuiveringsprocedures 36 items gehandhaafd werden. Van deze items werd een cliënt- en een therapeutversie gemaakt. Voor de beoordeling van de items werd gekozen voor een zevenpunts-Likert-schaal. Er kan een score berekend worden voor het totaal en voor elk van de subschalen apart. Ook aan onze derde voorwaarde – een korte lijst die door cliënten en therapeuten kan worden ingevuld – werd dus voldaan.
Een probleem is dat het aspect van de overeenkomst tussen cliënt en therapeut, ondanks de sterke nadruk die de definitie daarop legt, in de WAI niet in termen van een echte overeenstemming is geoperationaliseerd. Items worden namelijk afzonderlijk door de cliënt, respectievelijk therapeut, beoordeeld. Dit geldt zowel voor de taken en de doelen alsook voor de binding. Het wederzijdse komt alleen in de formulering van de items naar voren. Dikwijls, maar niet systematisch, wordt van de ‘wij’-vorm (ik en mijn hulpverlener resp. ik en mijn cliënt) gebruik gemaakt. Het antwoord is dus niet een weergave van een overleg tussen cliënt en therapeut. We kunnen dan ook stellen dat het theoretische uitgangspunt bij de constructie niet maximaal benut werd. Een rigoureuze formulering in de ‘wij’-vorm, een gecombineerde eindscore van de cliënt- en therapeutgegevens, maar meer nog een gezamenlijk geformuleerd antwoord, zouden onzes inziens een betere operationalisatie zijn van Bordins (1979) begrip van de werkalliantie. Deze kritiek kan vervallen wanneer zou blijken dat er een sterk verband bestaat tussen het oordeel van de cliënt en dat van de therapeut. De kans daarop is vermoedelijk klein, gezien het feit dat men ook bij de meting van andere variabelen weinig sterke verbanden vindt tussen het oordeel van de therapeut en dat van de cliënt (Dill–Standiford, Stiles & Rorer, 1988; Lietaer, 1989).
De beschikbare data geven aan dat de betrouwbaarheid van de WAI goed is. Hier dient echter aan toegevoegd te worden dat enkel interne consistentiematen werden gebruikt en dat weinig personen werden onderzocht. Het aantal cliënt-therapeutkoppels varieert tussen 25 en 31 (Horvath & Greenberg, 1989). De cliëntversie heeft een geschatte alfacoëfficient (Cronbach, in Horvath & Greenberg, 1989) van 0,93. Ook de subschalen in de cliëntversie zijn redelijk stabiel. De interne consistentie, gebaseerd op het algoritme van Hoyt (Hoyt, 1941, in Horvath & Greenberg, 1989), levert waarden op van 0,85 voor de ‘bond’-schaal en 0,88 voor de taak- en doelenschaal. De therapeutversie heeft een geschatte alfa van 0,87. De Hoyt-index voor de subschalen van de therapeutversie bedraagt 0,82 voor de doelenschaal, 0,87 voor de taaksubschaal en 0,68 voor de ‘bond’-schaal (Horvath, 1981, in Horvath & Greenberg, 1989). De laatste alfa is relatief laag, maar Kokotovic en Tracey (1990) rapporteren een alfa van 0,88 voor de ‘bond’-schaal. Gezien de laatste gegevens is verder onderzoek naar de betrouwbaarheid van de ‘bond’-schaal van de therapeutversie aangewezen.
De resultaten van de validiteitsstudies liggen wat complexer. We bespreken achtereenvolgens de constructvaliditeit, de gelijktijdige validiteit en de predictieve validiteit.
6.2.1. Constructvaliditeit
Bij het onderzoek naar de constructvaliditeit stuitte men op de substantiële correlatie tussen de drie subschalen (tabel 1).
|
schaal |
bond |
doel |
taak |
|---|---|---|---|
|
bond |
– |
0,69 |
0,78 |
|
doel |
0,84 |
– |
0,92 |
|
taak |
0,79 |
0,88 |
– |
Gezien deze substantiële correlaties kan men zich afvragen of het wel verantwoord is om van drie te onderscheiden aspecten van de alliantie te spreken. Echter, uit onderzoek van Horvath en Greenberg (1989) en van Tracey en Kokotovic (1989) blijkt dat een significant deel van de outcome-variantie voorspeld kan worden aan de hand van de ‘bond’- en doelensubschaal, bovenop het deel dat reeds door de taakschaal verklaard wordt. Verder levert factoranalyse van de WAI naast een algemene (tweede-orde-)factor, die geïnterpreteerd kan worden als ‘alliantie’, drie specifieke (eerste-orde-)factoren op: de binding, de taakovereenkomst en de doelenovereenkomst. Ten slotte zijn er aanwijzingen voor een voldoende convergente validiteit voor alle drie subschalen en voor een voldoende discriminatieve validiteit voor de doel- en taaksubschaal. Ondanks de methodologische kritiek van Gaston (1990) lijken de genoemde bevindingen erop te wijzen dat de drie subschalen voldoende van elkaar onderscheiden zijn.
Een andere – bij de constructvaliditeit aansluitende – vraag is of de cliëntversie en de therapeutversie van de vragenlijst dezelfde constructen meten. Om deze vraag te beantwoorden werd in het onderzoek van Tracey en Kokotovic (1989) de invariantie van de factorstructuur nagegaan bij cliënten en therapeuten afzonderlijk. De conclusie is, zij het met enige methodologische kanttekeningen, dat de factorstructuur inderdaad invariant is over beide groepen.
6.2.2. Gelijktijdige validiteit
Informatie over de gelijktijdige validiteit van de WAI vonden we in twee studies. Horvath en Greenberg (1989) gingen na in welke mate de WAI-resultaten vergelijkbaar zijn met andere metingen van (deelaspecten van) de therapeutische relatie. Uit de vergelijking tussen de resultaten van de WAI, de Counselor Rating Form (CRF3, LaCrosse & Barak, 1976) en de Relationship Inventory (RI, Barrett-Lennard, 1962) blijkt dat de drie instrumenten soortgelijke begrippen meten. Tichenor en Hill (1989) onderzochten de mate van overeenstemming tussen het oordeel van cliënten, therapeuten en observatoren met behulp van vier alliantiematen4 (waaronder de WAI). De correlaties tussen de verschillende vormen (cliënt, therapeut en observator) laten zien dat de resultaten van de WAI-cliënt- en de WAI-therapeutvorm onderling geen verband houden en ook niet met de andere metingen van de werkalliantie (WAI-observatieversie en de observatieversie van de drie andere instrumenten). De auteurs concluderen dat therapeuten, observatoren en cliënten de werkalliantie verschillend beoordelen. Dit impliceert dat metingen vanuit een verschillend perspectief onderling niet verwisselbaar zijn (zie ook Horvath en Marx, 1990, voor een soortgelijke bevinding).
Overigens levert ook onderzoek naar andere therapierelevante factoren nogal eens dezelfde verschillen tussen therapeuten en cliënten op (Dill-Standiford, Stiles & Rorer, 1988; Lietaer, 1989). Aanpassingen in methodologisch en statistisch opzicht zijn voorgesteld door Tichenor en Hill (1989) en door Dill-Standiford e.a. (1988).
Verder onderzoek naar overeenkomsten en verschillen in de beoordeling van de werkalliantie bij therapeuten, cliënten en observatoren is dus nodig, juist omdat de overeenstemming tussen cliënten en therapeuten een van de constituerende elementen van de werkalliantie is.
6.2.3. Predictieve validiteit
In onderzoek waarin het verband tussen de WAI en de outcome van psychotherapie wordt nagegaan (Horvath & Greenberg, 1989), wordt tot 46% van de outcomevariantie door de WAI verklaard. Er zijn echter geen studies beschikbaar waarin bij het prediceren van de outcome rekening werd gehouden met het niveau van de voormeting op de outcome-variabelen. We vermoeden dan ook dat de gerapporteerde cijfers een overschatting zijn van het reële verband (vgl. de eerder genoemde ES van 0,26 in de meta-analytische studie van Horvath en Symonds, 1991).
We kunnen concluderen dat de resultaten van het psychometrisch onderzoek geen aanleiding bieden tot een blind vertrouwen in het instrument. Ook al zijn er data die het gebruik van de drie subschalen lijken te rechtvaardigen, het instrument is vooral bruikbaar voor het meten van een algemene alliantiefactor. Verder dient men rekening te houden met verschillen in perceptie van de werkalliantie tussen cliënt en therapeut. In ons eigen onderzoek wordt de vertaalde versie van het instrument thans psychometrisch geëvalueerd. Het voordeel van het gebruik van de vertaalde WAI is dat vergelijking met eerdere onderzoeksresultaten mogelijk is, en dat we al weten waar de zwakke punten zitten, iets wat ten aanzien van het aanwenden van ad hoc geconstrueerde maten niet gezegd kan worden.
We onderzochten een veelbelovend begrip dat tot op heden nog maar ten dele beantwoordt aan de verwachtingen. Maar aan het begrip van de werkalliantie kunnen onderzoekers en clinici niet voorbijgaan. De moeilijkheden die men ondervindt bij het definiëren en operationaliseren van het construct zijn ongetwijfeld een weerspiegeling van de complexiteit en de enorme rijkdom van het therapeutisch proces. De definitie van de werkalliantie van Bordin (1979) en de operationalisatie ervan van Horvath en Greenberg (1989) bieden onzes inziens voldoende aanknopingspunten voor verder onderzoek. Het concept is het waard om in verschillende therapeutische richtingen onderzocht te worden, vooral met het oog op de uiteindelijke evaluatie van de relatie tussen hulpverlener en cliënt.
Literatuur
| 1 | De Nederlandstalige experimentele versie van de vragenlijst (Vertommen & Vervaeke, 1990) kan bij de auteurs verkregen worden. |
| 2 | Linksonder: Horvath (n = 29); rechtsonder: Mosely (n = 25). Tabel gereproduceerd uit Horvath & Greenberg, 1989, p. 229. |
| 3 | De CRF meet de constructen attractiviteit, betrouwbaarheid en deskundigheid, die afkomstig zijn uit de sociale beïnvloedingstheorie van Strong (1968). Er werd een Nederlandstalige experimentele versie gemaakt aan het Centrum voor Klinische Psychodiagnostiek, Tiensestraat 102, 3000 Leuven. |
| 4 | De drie andere schalen waren: de Vanderbilt Therapeutic Alliance Scale (VTAS), de Penn Helping Alliance Scale en de California Psychotherapy Alliance Scale (CALPAS). Voor dit onderzoek werd tevens een beoordelingsversie van de WAI geconstrueerd. Deze WAI-versie bleek de meest economische van de vier te zijn omdat de beoordelaars geen training nodig hadden om een goede interscorebetrouwbaarheid te bereiken. |