Het onderzoek is uitgevoerd in twee ambulante instellingen, te weten de Universitaire Consultatie Psychiatrie te Leuven en de Dienst voor Geestelijke Gezondheidszorg Oase te Dendermonde. In totaal werken 18 hulpverleners mee, waarvan elf mannelijke en zeven vrouwelijke. Hun leeftijd varieert van 27 jaar tot 49 jaar. Negen van hen genoten een basisopleiding tot geneesheer (vijf psychiaters, vier psychiaters–in–opleiding). Zes hulpverleners genoten een basisopleiding (licentiaat) in de klinische psychologie, één in de pedagogische wetenschappen. Eén hulpverlener is sociaal verpleegkundige en één is sociaal assistente. Zes hulpverleners zijn therapeutisch gezien eclectisch georiënteerd, zes systeemtheoretisch, vier psychoanalytisch, één gestalttherapeutisch en één gedragstherapeutisch. Het aantal jaren ervaring van de hulpverleners varieert van 3 tot 20 jaar met een gemiddelde van 11,6 jaar.

De groep van 90 cliënten bestaat uit 30 mannen en 60 vrouwen. De leeftijd van de cliënten varieert van 18 tot 64 jaar, met een gemiddelde leeftijd van 36,3 jaar (SD = 11,1). Wat de beroepsuitoefening betreft: 53 hebben werk, er zijn 18 werklozen, 8 studenten, 6 thuiswerkende mannen en vrouwen, en 5 gepensioneerden. Een verscheidenheid aan As–I diagnoses (DSM III–R, American Psychiatric Association, 1987) is gesteld, waaronder depressie (10 maal), dysthyme stoornis (7 maal), depressieve stoornis NAO (eenmaal), en angststoornis (11 maal). Bij 14 cliënten is geen As–I diagnose gesteld. In 12 gevallen is volstaan met de omschrijving huwelijksproblemen.

Meting van behandelvoorkeuren Als uitgangspunt voor de constructie van de itemset voor de Persoonlijke behandeltheorie – Vormvoorkeur, gebruiken wij het classificatiesysteem dat door Van Mechelen en Vertommen (1988) en Van Mechelen (1987) is ontwikkeld. Dit is een fijnzinnig categorieënsysteem voor cliëntvoorkeuren, gebaseerd op het grovere classificatiesysteem van cliënthulpvragen van Lazare en Eisenthal (1979). Daarnaast wordt informatie gebruikt uit een semi–gestructureerd interview dat vanuit dit classificatiesysteem is geconstrueerd (Vervaeke, 1994).

Dit resulteert uiteindelijk in vragen die in vier grote categorieën kunnen worden ingedeeld die samen de behandeltheorie vormen. De eerste categorie, de ziektetheorie, wordt geconcretiseerd in 19 vragen naar de manier waarop zowel cliënt als therapeut het te behandelen probleem verklaren.

De tweede categorie, de genezingstheorie, bestaat onder meer uit vragen over de plaats van behandeling (ambulant, residentieel), de vorm (oefenen, emoties uiten, medicatie), de inhoud (relatie met partner, dromen, enzovoort), de aard van de relatie (leerling–leraar, als twee vrienden, als een reiziger met een gids), de kenmerken van de hulpverlener (geslacht, leeftijd), de frequentie en de kostprijs per sessie (het bedrag dat niet via de ziektekostenverzekering vergoed wordt en dus door de cliënt zelf moet worden betaald. Deze inkomensafhankelijke bijdrage varieert van niets tot 1500 Belgische Franken = 75 gulden).

Bij de operationalisering van de derde categorie, de gezondheidstheorie, wordt uitgegaan van de traditioneel gehanteerde opvatting dat het doel van psychotherapie omschreven kan worden als verbetering van de psychische gezondheid (Tjeltveit, 1989). Bergin (1980) benadrukt dat de bepaling van psychische gezondheid onlosmakelijk verbonden is met het impliciet gehanteerde waardensysteem van de psychotherapeuten (zie ook Reiter & Steiner, 1979). Echter, hiervan blijkt weinig in de traditionele operationalisering van doelen zoals bijvoorbeeld reductie van symptomen, de oplossing van intra–psychische conflicten of de verbetering van interpersoonlijke relaties (Beutler & Clarkin, 1990). Dergelijke doelomschrijvingen maskeren eerder het waardensysteem dan dat ze deze reveleren (Tjeltveit, 1989); ze verscherpen de tegenstellingen tussen de verschillende vormen van psychotherapie (Beutler & Bergan, 1991) en ze zijn sterk verbonden met het therapeutperspectief. Vandaar dat bij dit onderzoek gekozen is voor een rechtstreekse benadering van de voorkeur voor waardendomeinen als doelen van de therapie, aan de hand van de waardendomeinen van de Rokeach Value Survey (Rokeach, 1973).

Tot slot is er een vierde categorie, de beslissingsbevoegdheid, waarbij de voorkeur nagegaan wordt voor degene die de beslissingen dient te nemen in de behandeling: de cliënt alleen, de hulpverlener alleen of samen. De beslissingsbevoegdheid wordt voor elke deelcategorie (ziekte–, genezings– en gezondheidstheorie) afzonderlijk onderzocht.

Er wordt nagegaan of de drie inhoudelijk onderscheiden deelaspecten van de persoonlijke behandeltheorie – probleemverklaring, wijze van genezing en therapiedoelen of waarden – vanuit de gegenereerde itempool gereproduceerd konden worden door een onafhankelijke beoordelaar. Voor de categoriseringstaak is de voorkeur gegeven aan een professioneel gevormde en ervaren klinisch psycholoog/psychotherapeut. Een toevallige rangorde is bepaald voor de 149 items die in de originele itemset gerangschikt staan volgens deelaspect (Onghena, 1993). De kappa–coëfficiënt tussen de eerste indeling en de categorisering van de onafhankelijke beoordelaar bedraagt 0,92.

Voorkeur wordt, vanwege het ontbreken van duidelijke antwoordcategorieën, gemeten aan de hand van een Likertschaal met vier antwoordmogelijkheden, gebaseerd op het onderscheid tussen richting en de mate waarin de voorkeur als dwingend wordt ervaren. Het eerste deel van de antwoordcategorie meet de richting van voorkeur, dan gaat het om toenadering of vermijding, en het tweede deel verwijst naar de mate waarin de voorkeur als dwingend wordt ervaren. Bijgevolg heeft elk item vier antwoordmogelijkheden.

Een voorbeeld. De vraag luidt: Wilt u een behandeling waarin u een methode leert om te ontspannen?

In de therapeutversie van de itemset wordt gevraagd naar de behandelvoorkeur van de therapeut bij een specifieke cliënt, met dezelfde antwoordcategorieën. Bijvoorbeeld: ‘Wilt u voor deze cliënt een behandeling waarin gestreefd wordt naar familiale veiligheid?’

Meting van drop–out, tevredenheid en werkalliantieDrop–out wordt geregistreerd door de therapeuten tot en met de vijfde sessie. De operationalisering van drop–out stemt overeen met de suggestie van Garfield (1994): alleen die cliënten die tenminste eenmaal op de behandelafspraak zijn verschenen en een nieuwe afspraak hadden gepland maar niet zijn komen opdagen, worden beschouwd als uitvallers.

Tevredenheid wordt gemeten met de Tevredenheidsvragenlijst (Van Audenhove, 1986). Deze vragenlijst bestaat uit acht items die elk moeten worden beoordeeld op een tienpunts–Likertschaal waarbij de extremen omschreven worden als respectievelijk –5 = zeer ontevreden, en +5 = zeer tevreden. De interne consistentie van de schaal is hoog (Cronbach's alfa = 0,94).

De werkalliantie wordt gemeten met de Werkalliantievragenlijst (WAV; Vertommen & Vervaeke, 1990). Deze lijst is een Nederlandse vertaling van de Working Alliance Inventory, WAI (Horvath & Greenberg, 1989). De vragenlijst bestaat uit 36 items die gescoord worden op een vijfpunts–Likertschaal. De vragenlijst is beschikbaar in een cliënt– en hulpverlenersversie en bestaat uit twee subschalen, namelijk één voor de emotionele band tussen cliënt en hulpverlener en één voor de beoordeling van de contractuele overeenkomst (Vervaeke, 1994; Vervaeke & Vertommen, 1995; Vervaeke, Van der Steene, Vertommen, aangeboden ter publicatie). De interne consistentie van de WAV is hoog. De Cronbach's alpha voor de emotionele band– en de contractschaal bedraagt respectievelijk 0,81 en 0,87 voor de cliëntversie, en 0,87 en 0,93 voor de therapeutversie (Vervaeke & Vertommen, 1996). Er blijkt geen algemeen effect te zijn van drop–out op de band– en contractschaal van de WAV, noch bij cliënten, noch bij therapeuten, althans niet bij de afname van de WAV na het eerste behandelgesprek (Vervaeke & Vertommen, 1996).

De beschikbare onderzoeksgegevens op dit domein laten echter geen eenduidige conclusies toe (Kokotovic & Tracey, 1990). Wel worden na het eerste behandelgesprek significante verbanden geconstateerd tussen WAV (subschaalscores) en tevredenheid zowel bij cliënten als therapeuten (Vervaeke, 1994). Dit betekent dat een redelijk hoge mate van tevredenheid over de behandeling ervaren wordt in een situatie waarin de kwaliteiten aanwezig zijn, die verantwoordelijk zijn voor een hoge score op de WAV (Vervaeke & Vertommen, 1996).

Moment van meting De behandelvoorkeuren van cliënten en therapeuten worden direct na de eerste sessie onderzocht. Dit meetmoment is gekozen om voorkeuren vast te stellen die gebaseerd zijn op een minimale kennis van de behandelsituatie (Higginbotham en anderen, 1988). In dit onderzoek staat de exploratie van de relatie tussen voorkeursverschillen en de kwaliteit van de initiële fase van het hulpverleningsproces centraal. Als afbakening van de initiële fase is de vijfde sessie gekozen. Deze keuze is enigszins arbitrair, maar er is wel rekening gehouden met de tendens naar kortdurende behandelingen en het feit dat een groot deel van de cliënten slechts voor een beperkt aantal sessies in therapie is (Garfield, 1986; 1994). Drop–out wordt geregistreerd tot en met de vijfde sessie. Werkalliantie en tevredenheid worden gemeten na de vijfde sessie bij cliënt en therapeut.

Uit observatie van de gangbare strategie van toewijzing van behandelingen blijkt dat voorkeuren voor behandeling van cliënten niet op een expliciete wijze aan bod komen. De intakefase is in beide settings kort (duur 1 uur) en er wordt voornamelijk aandacht besteed aan een klachteninventarisatie. De toewijzing van cliënten aan therapeuten gebeurt op basis van twee criteria: de therapeutexpertise in bepaalde klachten en de beschikbaarheid van therapeuten op korte termijn. Aangenomen kan worden dat de bestaande intake– en toewijzingsprocedure geen belangrijke invloed heeft uitgeoefend op de voorkeuren van cliënten. Het is dan ook niet nodig geweest de gangbare strategie van toewijzing van cliënten aan therapeuten binnen het centrum te wijzigen.

Beschikbare observaties Van het totale aantal van 90 cliënt– en hulpverlenerparen na het eerste gesprek, beschikken we over 78 volledige datasets om het verband tussen incongruentie en drop–out na te gaan. Van 12 cliënt–therapeutparen ontbreekt een meting na het eerste gesprek waardoor geen incongruentiescores berekend kunnen worden. De groep van volledige datasets kan opgesplitst worden in 11 uitvallers (drie cliënten dagen niet op voor de tweede sessie, drie vallen uit na de tweede sessie en vijf na de vierde sessie) en 67 behandeltrouwen.

Om het verband na te gaan tussen incongruentie enerzijds en de tevredenheid en werkalliantie gemeten bij cliënten na de vijfde sessie anderzijds, is een groep van 43 volledige datasets beschikbaar. Er worden geen significante verschillen gevonden in leeftijd, geslacht, opleidingsniveau of eerdere ervaring met psychotherapie tussen de cliënten die de vragenlijsten na de vijfde sessie wel en die deze niet invullen.

Om het verband na te gaan tussen incongruentie enerzijds en de tevredenheid en werkalliantie gemeten bij hulpverleners na de vijfde sessie anderzijds, is een groep van 53 volledige datasets beschikbaar. Het ontbreken van 14 observaties komt doordat er in de behandeltrouwe groep zeven cliënten zijn die hun behandeling voor de vijfde zitting hebben afgesloten in onderling overleg met de hulpverlener. Zeven cliënten zijn na onderling overleg doorverwezen. Er worden evenmin significante verschillen geconstateerd in eerder genoemde sociodemografische variabelen tussen de cliënten waarvoor de therapeut nog vragenlijsten heeft ingevuld en de cliënten waarvoor dit om een of andere reden niet meer is gebeurd. Het verschil in aantallen volledige datasets tussen cliënten en therapeuten (respectievelijk 43 en 53) is te wijten aan het feit dat therapeuten de metingen van de afhankelijke variabelen na de vijfde zitting invullen voor een aantal cliënten die nog in behandeling waren ten tijde van de vijfde zitting, terwijl die cliënten zelf deze metingen niet meer invullen.

Operationalisering van incongruentie Bij de operationalisering van incongruentie (voorkeursverschil tussen cliënt en therapeut) wordt uitgegaan van de 4 maal 4 mogelijke antwoordcombinaties tussen cliënt en therapeut per item. Eerder is vermeld dat bij de operationalisering van incongruentie rekening gehouden moet worden met meerdere en extreme verschillen. Extreme verschillen tussen de voorkeur van de cliënt en deze van de hulpverlener zijn aan de orde als bijvoorbeeld de cliënt aangeeft ‘Ja, dat wil ik en dat moet zo’, terwijl de hulpverlener antwoordt ‘Nee, dat wil ik niet en het mag ook niet gebeuren’. Dit zijn voorkeurscombinaties die verschillen in richting (ja, nee) en in dwingend–zijn (moet of mag niet). We noemen deze incompatibel (gewicht = 1). De veertien overige antwoordcombinaties (van de 16 mogelijke) worden niet opgenomen in de incongruentiescore (gewicht = 0). Dit zijn voorkeurscombinaties die niet verschillen van richting of waarvan één van de uitgesproken voorkeuren niet dwingend is.

Om de incongruentie–indices te berekenen, wordt na deze numerieke transformatie op itemniveau, voor elk van de deelaspecten van itemset (ziekte–, genezings–, gezondheidstheorie en beslissingsbevoegdheid) een somscore bepaald van verschillen op itemniveau. Op deze wijze wordt rekening gehouden met meerdere opvallende verschillen tegelijkertijd.

Om tevens een idee te krijgen van de invloed van incongruentie over alle items heen, wordt een totale incongruentie–index berekend over alle deelaspecten. Dit resulteert in vijf indices: incongruentie bij ziektetheorie, genezingstheorie, gezondheidstheorie, beslissingsbevoegdheid en de totaalindex.

Om te compenseren voor de verschillen in het aantal items dat in rekening gebracht wordt om de somscore te bepalen voor elke cliënt–hulpverlener–dyade, worden vervolgens proporties berekend door de vijf indices of somscores te delen door het totaal aantal items per dyade.

BT = behandelingstrouwen; DO = drop–outs.

De gerapporteerde gemiddelden zijn gemiddelde proporties. De incongruentiescore wordt gedeeld door het aantal items dat cliënt en therapeut invullen. Stel dat voor de component ziektetheorie al 19 items door beiden zijn ingevuld en er zich bij één item incongruentie voordoet dan is de score van deze dyade (1/19) = 0.052. In de veronderstelling dat alle items van de component genezingstheorie (N = 96) door cliënt en therapeut worden ingevuld, blijkt dat dyades waarin de cliënt uitvalt gemiddeld bij ongeveer 6 items een incongruentiescore krijgen (0.0671 × 96 = 6.44). Uit de inspectie van gemiddelden kan dus worden afgeleid dat incongruente voorkeuren weinig voorkomen.

Een significant verschil wordt gevonden tussen de groep van cliënten die de behandeling eenzijdig afbreekt, en degenen die de behandeling voortzetten, over de vier indices van incongruentie heen (MANOVA, Wilks' lambda = 0,74; F_(4,73) = 6,53; p < 0,0001). Ook de univariate toetsen tonen een significant grotere incongruentie aan voor de uitvallers dan voor de behandeltrouwen. De meest significante verschillen doen zich voor bij de indices genezingstheorie en beslissingsbevoegdheid. Bij de resultaten van de univariate toetsen spelen uiteraard de intercorrelaties tussen de indices een rol. Zo is het significante verschil tussen uitvallers en behandeltrouwen voor de indices genezingstheorie en beslissingsbevoegdheid deels toe te schrijven aan de intercorrelatie tussen beide indices. Bij controle voor de intercorrelaties tussen de indices blijkt dat incongruentie bij genezingstheorie een bijna significante bijdrage levert in de predictie van uitval, bovenop de bijdrage die reeds door andere incongruentie–indices en hun gemeenschappelijk deel wordt geleverd (R = 0,1426, p < 0,07).

Voor de totale incongruentie–index wordt een significant negatief verband met tevredenheid gevonden (r = –0,40; p < 0,01). Wat de deelaspecten betreft blijken alle indices negatief te correleren met de afhankelijke variabelen. Het meest opvallend zijn de verbanden tussen de incongruentie bij de genezingstheorie (r = –0,45; p < 0,001) en de tevredenheid van de hulpverlener. Het verband tussen incongruentie bij ziektetheorie is eveneens significant maar minder opvallend (r = –0,31; p < 0,05). Na correctie voor multicollineariteit blijkt dat incongruentie bij genezingstheorie een significante bijdrage levert in de voorspelling van de hulpverlenerstevredenheid (ß = –0,50, p < 0,02).