Voor de analyse werd gebruikt gemaakt van de gegevens van 116 patiënten en 7 therapeuten die deelnamen aan een groter onderzoek (Van den Boogaard, 2006). In het oorspronkelijke onderzoek werden de patiënten gerandomiseerd over drie condities: twee experimentele condities en een controleconditie. In de eerste experimentele conditie (TreatSelect) werd indicatiestelling door overleg gebruikt (Audenhove, 1995; Bleyen e.a., 1998) als methode om patiënten toe te wijzen aan behandelingen. In de tweede experimentele conditie (TherpSelect) kregen de patiënten standaard interpersoonlijke psychotherapie (IPT), maar konden zij hun therapeut kiezen aan de hand van een gestandaardiseerde videoclip. In de clip, opgenomen in de dierentuin van Rotterdam, bespreekt de therapeut aan welk dier hij de voorkeur geeft en waarom. Daarnaast bevat de clip informatie over de opleiding en ervaring van de therapeut (Van den Boogaard, 2012). In de controleconditie (Control) kregen de patiënten eveneens de standaardbehandeling (IPT), maar werden ze gerandomiseerd over de beschikbare therapeuten (zie figuur 1). Therapeuten die de standaardbehandeling in de TherpSelect- en Control-conditie toepasten, waren in beide condities actief, maar niet in TreatSelect.

Van de zeven therapeuten waren er zes geregistreerd psychotherapeut aan het begin van het onderzoek, de zevende haalde haar registratie tijdens de looptijd van het onderzoek. Vier van hen waren vrouw, zes waren oorspronkelijk psycholoog en één was maatschappelijk werkster. De gemiddelde leeftijd (± SD; range) was 45 jaar (± 8,4; 29-56), het aantal jaren ervaring in de ggz was 16,5 jaar (± 7,7; 5-29) en het aantal jaren werkzaam als geregistreerd psychotherapeut was 7,4 (± 7,6; 0-25).

Een jaar voor het van start gaan van het onderzoek kregen alle therapeuten een driedaagse IPT-training, met aansluitend supervisie gedurende een jaar over gemiddeld vier patiënten. Deelname als therapeut aan de IPT-condities van het onderzoek werd afhankelijk gesteld van de bereikte protocoltrouw, gemeten met de IPT-subset van de Psychotherapy Process Q-set (Ablon & Jones, 1999). Daarbij werden geluidsopnamen van de gesuperviseerde therapiesessies beoordeeld door een niet aan de instelling verbonden psycholoog. Therapeuten moesten aan het einde van de supervisieperiode een gemiddelde score groter of gelijk aan 3 behalen (de maximale score was 5). Deze score hield in dat er minimaal middelmatige protocoltrouw was. Om de protocoltrouw tijdens het onderzoek te borgen werden gedurende de looptijd van het onderzoek tweewekelijkse intervisiebijeenkomsten georganiseerd.

De patiënten werden gerekruteerd uit de instroom van de Riagg waar het onderzoek plaatsvond en direct bij huisartsen uit de omgeving Rotterdam. Bij alle voor het onderzoek in aanmerking komende patiënten werd het Structured Clinical Interview for DSM-III-R, Patiënt Version (SCID-P) afgenomen (Spitzer & Williams, 1985) in de door Koster van Groos (1985) vertaalde versie. Inclusiecriteria waren een diagnose depressie of depressie niet nader omschreven (NNO) volgens de DSM-III-R (APA, 1987), of een diagnose aanpassingsstoornis, chronisch met depressieve stemming volgens de DSM-IV (APA, 1994), een score hoger dan 15 op de Beck Depression Inventory (Beck e.a., 1983), een score lager dan 35 op de Montgomery Asberg Depression Rating Scale (Hartong & Goedkoop, 1985; Montgomery & Asberg, 1979) en geen gebruik van medicatie.

Exclusiecriteria waren een nevendiagnose paniekstoornis met agorafobie of middelenafhankelijkheid. In totaal werden 319 patiënten voor inclusie beoordeeld. Daarvan bleken 85 patiënten op grond van de gestelde criteria niet geschikt. Bij 38 patiënten lukte het niet om een informed consentte bereiken. Nog eens 17 patiënten kwamen uiteindelijk niet opdagen bij de eerste sessie (zie figuur 1). Van de 196 overgebleven patiënten werden er 66 gerandomiseerd naar de TreatSelect-conditie. De resterende 130 patiënten werden toegewezen aan de twee IPT-condities (TherpSelect en Control).

Protocoltrouw.Om de mate van therapietrouw in de IPT-condities tijdens het onderzoek vast te stellen, werden de IPT-behandelingen in de Control- en de TherpSelect-conditie vergeleken met de niet-IPT-behandelingen in de TreatSelect-conditie van het onderzoek. De geluidsbandjes van patiënten die ten minste twee behandelsessies hadden afgerond werden beschouwd als geschikt voor analyse. Willekeurig geselecteerd werden 25 patiënten (van de 116 in de IPT-condities) en 29 patiënten (van de 41 patiënten in de TreatSelect-conditie die geen IPT-behandeling kregen).

Van elke geselecteerde patiënt werden twee bandjes gekozen: één uit de middenfase van de therapie (in het algemeen sessies 3-9) en één uit de eindfase (in het algemeen sessies 10-12), afhankelijk van de lengte van de therapie. Als de behandeling eerder was beëindigd (bijvoorbeeld door therapie-uitval), werden twee van de beschikbare bandjes gekozen (van de laatste sessie en een andere sessie). Van ieder bandje werden de eerste vijf minuten, een willekeurig gedeelte uit de middenfase van het bandje en de laatst vijf minuten beluisterd en gescoord met behulp van de IPT-subschaal van de Collaborative Study of Psychotherapy Rating Scale (CSPRS; Hollon, 1984). De bandjes werden gescoord door twee afgestudeerde psychologen, na een training door de hoofdonderzoeker, totdat een overeenstemming was bereikt van r = 0,87.

Manipulatiecontrole.De Counselor Effectiveness Rating Scale (CERS; Atkinson & Wampold, 1982) is een uit tien items bestaande zelfinvulvragenlijst met zevenpuntsschalen die de perceptie van de patiënt van de deskundigheid, betrouwbaarheid en toegankelijkheid en innemendheid van de therapeut meten. De CERS heeft een goede concurrente validiteit met de veel uitgebreidere Counselor Rating Form (CRF; Atkinson & Wampold, 1982). De door ons vertaalde CERS werd aangevuld met twee items van de oorspronkelijke CRF. Daarmee werden dezelfde subschalen gereconstrueerd als in Atkinsons originele versie, met vergelijkbare Cronbachs alfa’s (0,75-0,88 bij Atkinson en 0,74-0,80 in de vertaalde versie). Net als in Atkinsons originele versie correleren de subschalen sterk met elkaar. De subschaal deskundigheid correleert sterk met subschalen betrouwbaarheid (r = 0,72) en toegankelijkheid en innemendheid (r = 0,71). De subschaal toegankelijkheid en innemendheid correleerde sterk met betrouwbaarheid (r = 0,82). Gezien de correlaties, werd ervoor gekozen de totaalscore te gebruiken in de analyses.

Op theoretische gronden werd direct na het zien van de video in de TherpSelect-conditie een vragenlijst aan de patiënten voorgelegd, waarop zij konden aangeven waarom zij tot de keuze van de door hen aangegeven therapeut waren gekomen. Deze vragenlijst (de ‘Inventarisatie vragenlijst motieven therapeutselectie’) bestaat uit 21 items met een vijfpuntsschaal met items die ingaan op demografische aspecten, huwelijkse staat, professionele achtergrond, ervaring, (impliciete) normen en waarden van de therapeut en aspecten van de videoclip zelf die aanleiding hadden gegeven tot de keuze (zie Van den Boogaard, 2012, p. 157-160).

Na een Principale Componenten Analyse (PCA) met varimaxrotatie viel de schaal uiteen in vijf subschalen die 64 procent van de variantie verklaarden en met Cronbachs alfa’s die varieerden van 0,75-0,89. De subschalen waren a impliciete normen en waarden, b uiterlijke kenmerken, c wijze van presenteren, d demografische aspecten, en e opleiding en ervaring.

Uitkomstmetingen. De Compatibiliteitschaal werd speciaal voor dit onderzoek ontwikkeld. Deze meet het proces waarbinnen overeenstemming (compatibiliteit) wordt bereikt tussen het theoretisch model van de behandeling en de ideeën die de patiënt zelf heeft over zijn klachten en problemen. De schaal werd geconstrueerd aan de hand van het werk van Duncan en Moynihan (1994), Held (1991), Faller (1998) en Vervaeke (1995). De schaal telt tien items, met een zevenpuntsschaal (zie Van den Boogaard, 2012, p. 115-119). Na een PCA met varimaxrotatie ontstaan drie subschalen die 77 procent van de variantie verklaren: exploratie, ervaren respect en begrip, en bereikte fit. De schalen zijn voldoende intern consistent (Cronbachs alfa’s 0,82-0,92) en vertonen hoge intercorrelaties (r = 0,63-0,76). In de analyses werd daarom gebruik gemaakt van de totaalscore.

De Werkalliantie Vragenlijst (WAV; Horvath & Greenberg, 1989) meet de therapeutische relatie volgens het pan-theoretische concept van Bordin (1979). De Nederlandse vertaling is van Vervaeke en Vertommen (1996). De schaal telt 36 items met een zevenpunts-Likert-schaal en valt uiteen in drie subschalen die sterk met elkaar correleren. In de analyses werd daarom gebruik gemaakt van de totaalscore.

De 21-itemversie van de Beck Depression Inventory (BDI) is een zelfinvullijst die de ernst van depressieve klachten meet. De BDI heeft een goede constructvaliditeit, interne consistentie en een goede test-hertestbetrouwbaarheid (Beck e.a. 1983; Bouman & Kok, 1987; Dozois & Covin, 2013). De BDI wordt beschouwd als een strengere maat dan de Hamilton Depression Rating Scale, wat betreft de behaalde uitkomstresultaten (Edwards e.a., 1984; Lambert e.a., 1986).

In alle condities werden de patiënten door een onderzoeksassistente gerandomiseerd toegewezen aan een therapeut voor de eerste drie sessies. In de IPT-condities (TherpSelect en Control) werden deze gesprekken gebruikt om de interpersoonlijke anamnese af te nemen en de focus te bepalen conform het protocol (Klerman & Weissman, 1984). In de Control-conditie werden de patiënten vervolgens willekeurig toegewezen aan de behandelaar. In de TherpSelect-conditie konden de patiënten hun behandelaar kiezen aan de hand van een videoboodschap (Manthei e.a., 1982). Echter, noch in de Control-, noch in de TherpSelect-conditie mocht dit de therapeut zijn die de interpersoonlijke anamnese had afgenomen en de focus had bepaald.

De BDI werd direct na het eerste contact in de indicatiestellingsfase afgenomen. Vervolgens werd de hele bundel afgenomen na het derde gesprek in de indicatiestellingsfase, na het tweede, vijfde, achtste en elfde gesprek, en bij afsluiting.

De bereikte compatibiliteit en de score op de BDI na het derde indicatiestellingsgesprek werden geanalyseerd met een variantieanalyse. Gezien het longitudinale karakter van het onderzoek met herhaalde metingen en de geneste structuur van de data (metingen genest in patiënten, patiënten genest in therapeuten), werden de data die in de behandelfase waren verzameld (sessie 2, 5, 8, 11 en de laatste meting, respectievelijk meting 1-5) geanalyseerd met multilevel-analyse in MLwiN (versie 2.24).

Iedere multilevel-analyse begint met een leeg model, waaraan achtereenvolgens een fixed en een random parameter wordt toegevoegd voor de tijd en daarna voor de tijd in het kwadraat. na iedere toevoeging wordt het model getest op statistisch significante verbeteringen (chi-kwadraattoetsen). in navolging van de suggestie van kim e.a. (2006) werd de therapeutvariabele in deze modellen eerst bestudeerd als een random factor, waarna vervolgens – door het invoeren van een dummyvariabele voor de deelnemende therapeuten – de individuele regressielijnen van de therapeuten werden berekend. Ten behoeve van de interpretatie werd daarbij steeds de therapeut met de laagste scores als referentie gebruikt (therapeut 6).

Voor het testen van de hypothese dat hoge scores op compatibiliteit geassocieerd worden met een beter behandelresultaat, werd compatibiliteit als voorspeller ingevoerd, met de BDI als afhankelijke variabele. Daarbij gebruikten we, in navolging van Okiishi e.a. (2006), de hellingshoek van het verloop van de BDI over tijd; een maat voor de snelheid van de verbetering van de depressieve symptomen. Om te toetsen of de werkalliantie de relatie tussen compatibiliteit en uitkomst medieerde, werd een mediatieanalyse uitgevoerd, zoals door Kendall e.a. (2004) beschreven (zie appendix 2).

Zoals in figuur 1 zichtbaar is, bedraagt het aantal patiënten dat deelneemt aan de eerste behandelsessie in de IPT-condities 116. Zeven hiervan werden echter behandeld door een therapeut uit de TreatSelect-conditie. De data van deze patiënten werden niet in de analyse meegenomen. Van zes andere patiënten ontbreken metingen, omdat zij uitvielen voordat de eerste meting had plaatsgevonden. De data van deze patiënten werden eveneens niet in de analyse betrokken. Voor de demografische en klinische gegevens van de overige 103 patiënten zie zie tabel 1.

Er werden geen verschillen in de samenstelling van de caseload van de therapeuten waargenomen en geen verschillen in de scores op compatibiliteit, de BDI of in de leeftijdsverdeling van hun patiënten. Wat opvalt in de tabel is dat therapeut nummer 6 significant minder vaak werd gekozen dan therapeut nummer 2 en 7 (χ ² (5) = 14,04; p = 0,014).

De protocoltrouw van de IPT-behandelingen in de TherpSelect- en Control-conditie verschilden statistisch significant van de niet-IPT-behandelingen in de TreatSelect-conditie, voor wat betreft het gebruik van de IPT-rationale (F (1, 52) = 8,261; p < 0,006), het bieden van hulp bij het tot stand brengen van veranderingen in het interpersoonlijke functioneren van de patiënt (F (1, 52) = 7,424; p < 0,001) en het bieden van hulp bij rolveranderingen (F (1, 52) = 11,849; p < 0,001). Verschillen op trendniveau werden gezien bij het bieden van hulp bij interpersoonlijke conflicten (F (1, 52) = 2,870; p < 0,096). Geen verschillen werden gezien op de dimensie van CSPRS die betrekking heeft op (focus op) interpersoonlijk tekort. Omdat deze focus vooral gebruikt wordt bij dysthyme stoornissen (niet geïncludeerd in dit onderzoek) lijkt de mate waarin het protocol gevolgd werd bevredigend. Tussen de therapeuten in de TherpSelect- en de Control-conditie werden geen significante verschillen gevonden.

Uit de ‘Inventarisatie vragenlijst motieven therapeutselectie’ bleek dat patiënten hun keuze vooral bepalen op grond van de opleiding, ervaring en impliciete normen en waarden van de therapeut. Er werden geen significante verschillen tussen therapeuten gevonden wat betreft deze kenmerken (zie tabel 2). Het aantal malen dat een therapeut werd gekozen varieerde van 5-13, met een gemiddelde van 9,2 (SD = 3,7).

De multilevel-analyse op de scores op de CERS toont statistisch significante verschillen in het voordeel van de TherpSelect-conditie in de intercept (z-score = 2,72; p < 0,01), maar niet in de snelheid van vooruitgang (z-score = 1,30; ns). Therapeuten worden dus als effectiever beoordeeld door cliënten als zij zijn gekozen, dan wanneer diezelfde therapeuten willekeurig worden toegewezen. Dit verschil in waardering blijft gedurende de behandeling bestaan (het neemt niet toe of af). De verschillen tussen de condities op de CERS (TherpSelect en Control) worden echter niet geassocieerd met significante verschillen op de WAV en de BDI tussen de condities.

De regressielijnen van de CERS per therapeut laten een curvilineaire toename over de tijd zien, met een plafondeffect aan het einde van de therapie. Wanneer de verschillen tussen individuele therapeuten bekeken worden, worden significante verschillen gevonden tussen de therapeuten 2 (z-score = 2,34; p < 0,05), 3 (z-score = 2,48; p < 0,005) en 7 (z-score = 2,22; p < 0,05) en therapeut 6. Alle drie deze therapeuten hebben een snellere vooruitgang bij hun patiënten dan therapeut 6, wat betreft de door de patiënt waargenomen effectiviteit van de therapeut.

Regressielijnen van de compatibiliteitsscores per therapeut. Uit de multilevel-analyse komt naar voren dat er een curvilineair verloop is op de ACPS over tijd. Er worden significante verschillen gevonden tussen therapeuten in de compatibiliteitsscores tussen therapeut 2 (z-score = 3,450; p < 0,001), therapeut 3 (z-score = 2,597; p < 0,01), therapeut 7 (z-score = 2,701; p < 0,007) en therapeut 6. Verder worden significante verschillen zichtbaar tussen therapeut 2 (z-score = 2,837; p <0,005) en therapeut 5. De verschillen treden alleen op interceptniveau op en niet in de hellingshoek (zie figuur 2). Dit betekent dat de therapeuten bij aanvang van de behandeling verschillen in compatibiliteitsscores, maar dat deze verschillen niet groter of kleiner worden over tijd.

Regressielijnen van de scores op de BDI per therapeut. Bij de BDI wordt een curvilineair dalend beloop zichtbaar, zonder verschillen tussen de therapeuten op interceptniveau, maar met statistisch significante verschillen in de hellingshoek tussen therapeuten (zie figuur 3). De hellingshoek van de regressielijn van therapeut 5 (z-score = 2,020; p < 0,05) verschilt significant van therapeut 1, en de hellingshoek van de regressielijn van therapeut 3 verschilt van die van therapeut 1, maar dan op trendniveau (z-score = 1,808; p < 0,074). Het toevoegen van de interactieterm van de therapeut met de conditie (TherpSelect- en Control-conditie), leidt niet tot een verbetering van het model (χ ² (1) = 1,138; p = 0,14). Met andere woorden, therapeuten verschillen in de snelheid waarmee de depressieve symptomen van hun cliënten opklaren, maar er is geen waarneembare invloed van ‘gekozen zijn als therapeut’ op deze snelheid van verandering.

Om een mediatoreffect aannemelijk te maken, moet er een samenhang zijn tussen de scores op de WAV en op de Compatibiliteitsschaal. Daarnaast moeten zowel de scores op de WAV en de Compatibiliteitsschaal samenhangen met de scores op de BDI. Tot slot moet het invoeren van de WAV-score in de vergelijking waarin de BDI als uitkomstmaat (afhankelijke variabele) is opgenomen met de score op de Compatibiliteitsschaal als predictor (onafhankelijke variabele), een significante verandering van het model geven (afname van de invloed van de compatibiliteitsscore), zoals bedoeld door Kendall e.a. (2004).

De introductie van de WAV in de vergelijking van de ACPS geeft een statistisch significante verbetering van het model (χ ² (1) = 142,482; p < 0,001). De invloed van de WAV beperkt zich echter tot het interceptniveau. Hoge initiële scores (meting 1) op de WAV zijn geassocieerd met gunstiger initiële scores op compatibiliteit.

Daarna is gekeken naar de samenhang tussen compatibiliteit en de BDI. In de vergelijking van de BDI leidt de introductie van de compatibiliteitsscore, de interactieterm van de compatibiliteitsscore met tijd en met tijd in het kwadraat tot een significante verbetering van het model (χ ² (3) = 139,470; p < 0,001. De invloed van compatibiliteit is vooral aanwezig op de hellingshoek (z = 2,51; p < 0,012) en in mindere mate op het curvilineaire beloop (z = 1,96; p < 0,05). Hogere compatibiliteitsscores worden geassocieerd met een snellere afname van depressieve symptomen.

Vervolgens werd de relatie tussen de therapeutische relatie en de BDI onderzocht. Er bleek geen verschil tussen therapeuten in werkalliantie in de beginfase van de behandeling en er was geen significant effect van de werkrelatie op de snelheid van het verbeteren van de depressieve symptomen. Tot slot werd de werkalliantiescore toegevoegd aan de vergelijking, waarin de invloed van compatibiliteit op het verloop van de BDI over tijd wordt geschetst. Dit leidde tot een statistisch significante verbetering van het model (χ ² (1) = 50,482; p < 0,001). De verbetering beperkt zich opnieuw tot het interceptniveau. De reductie van de coëfficiënt van de interactieterm van compatibiliteit met tijd is echter beperkt van 0,347 met een SE = 0,138 naar 0,309 met een SE = 0,143. Als daarop de procedure van Kendall wordt toegepast (zie appendix 2), blijkt het mediatoreffect van de WAV niet significant (z = 0,58; p= 0,56).