Om meer zicht te krijgen op de effectieve bestanddelen van cognitieve gedragstherapie bij kinderen en adolescenten met een angststoornis, werd door middel van een longitudinaal design met meerdere meetmomenten onderzocht of een verandering in een aantal beoogde mediatoren (negatieve en positieve gedachten, coping-strategieën en ervaren controle) vooraf ging aan een verandering in (ouder- en kindgerapporteerde) angstsymptomen. Uit de analyses van de onderzoeksresultaten bleek dat, zoals verwacht, een toename in positieve gedachten en een toename in drie coping-strategieën (probleemoplossen, positieve cognitieve herstructurering en afleiding zoeken) voorafgingen aan een afname in angst. Tegen de verwachting in bleek een afname in negatieve gedachten en een toename van steun zoeken niet vooraf te gaan aan een afname van angst. Daarnaast vonden we dat een toename van ervaren controle zowel voorafging aan als volgde op een afname in angstniveau (wederkerig effect). Met dit onderzoek werd in ieder geval ten dele steun gevonden voor theoretische modellen waarop de behandeling van angst is gebaseerd.
Angststoornissen komen bij kinderen en jongeren veelvuldig voor, met een prevalentiecijfer van 9,7 procent bij 13-18-jarige Nederlandse jongeren (Verhulst e.a., 1997). Hoewel uit verschillende onderzoeken blijkt dat cognitieve gedragstherapie (CGT) effectief is bij 54-74 procent van de kinderen (James e.a., 2005), betekent dit dat drie tot vier van de tien kinderen aanzienlijk angstig blijven na behandeling. Een manier om de behandeling van angststoornissen bij kinderen en jongeren te verbeteren, is het onderzoeken van de mediatoren van de behandeling (Kraemer e.a., 2002). Een mediator is een variabele in de causale relatie tussen een onafhankelijke variabele (in dit geval: behandeling) en een afhankelijke variabele (hier: afname van angstsymptomen). Wat maakt dat de behandeling werkt?
De behandeling van angststoornissen is gebaseerd op verschillende theorieën over de ontwikkeling van angststoornissen (Weems & Stickle, 2005). Zo wordt cognitieve herstructurering gezien als een essentieel onderdeel van CGT om disfunctionele gedachten te veranderen. Hoewel de verschillende onderdelen van de behandeling logisch voort lijken te komen uit de verschillende theorieën over angst, is tot nog toe onvoldoende onderzocht welke processen in de behandeling bijdragen aan de afname van angst. In het huidige onderzoek bestudeerden we verschillende potentiële mediatoren die binnen de cognitieve theorie passen. We onderzochten in hoeverre een verandering in negatieve en positieve gedachten, ervaren controle en coping-vaardigheden bijdragen aan de afname van angst.
Het veranderen van cognitieve vertekeningen (zoals negatieve gedachten) wordt essentieel geacht voor de behandeling van angststoornissen (Beck, 2005). Verondersteld wordt dat een afname van negatieve gedachten, en niet zozeer een toename van positieve gedachten, geassocieerd is met een afname van angst tijdens en na de behandeling. Kendall en Chansky (1991) noemden deze hypothese de power of nonnegative thinking. Uit onderzoek blijkt inderdaad dat meer negatieve gedachten samenhangen met hogere angstniveaus bij klinisch angstige kinderen (Kendall & Chansky, 1991; Schniering & Rapee, 2002) en bij niet-klinisch angstige kinderen (Muris e.a., 1998). Daarnaast is gebleken dat het aantal negatieve gedachten afneemt na behandeling (Silverman e.a., 1999) en dat deze afname het behandeleffect kan voorspellen (Muris e.a., 2009). De rol van positieve gedachten is minder duidelijk. Uit sommige onderzoeken komt naar voren dat psychopathologie samenhangt met minder positieve gedachten (Calvete & Cardenoso, 2002; Ronan & Kendall, 1997), maar andere onderzoeken vonden deze samenhang niet (Kendall & Treadwell, 2007; Prins & Hanewald, 1997; Treadwell & Kendall, 1996). Er zijn aanwijzingen dat negatieve gedachten mogelijk een mediërende rol spelen in de behandeling van angst, zoals aangetoond in een aantal cross-sectionele onderzoeken (Kendall & Treadwell, 2007; Lau e.a., 2010; Treadwell & Kendall, 1996). Het is niet duidelijk of positieve gedachten een mediërende rol spelen.
Angst lijkt niet alleen samen te hangen met de negatieve interpretatie van een situatie, maar ook met het gevoel van controle over de eigen angstgevoelens of over de beangstigende situatie. Volgens Chorpita en Barlow (1998) speelt een verminderde ervaren controle een centrale rol in de ontwikkeling van angststoornissen. In de behandeling wordt niet direct gewerkt aan het veranderen van de ervaren controle. Toch kan worden verondersteld dat het verbeteren van coping- en probleemoplossingvaardigheden de mate van ervaren controle kan verhogen en dat daarmee de angst afneemt. Anderzijds zou het kunnen zijn dat ervaren controle toeneemt als gevolg van afgenomen angst na geslaagde exposure-oefeningen. Uit onderzoek blijkt dat kinderen met een angststoornis minder ervaren controle rapporteren dan niet-verwezen kinderen (Weems e.a., 2003) en dat een afname van angstsymptomen na behandeling samenhangt met een toename van ervaren controle (Muris e.a., 2009). Voor zover wij weten is de mediërende rol van ervaren controle bij de behandeling van kinderen met een angststoornis niet eerder onderzocht.
Na negatieve en positieve gedachten en ervaren controle zijn coping-vaardigheden de vierde potentiële mediator die wordt onderzocht in het hier beschreven onderzoek. Coping wordt omschreven als ‘bewuste pogingen om emoties, gedachten, gedrag, fysiologie en de omgeving te reguleren, in reactie op stressvolle gebeurtenissen of omstandigheden’ (Compas e.a., 2001, p. 89; vertaling auteurs). Actieve, probleemgerichte coping wordt geassocieerd met een beter aanpassingsvermogen, terwijl vermijdende coping wordt geassocieerd met psychopathologie (Compas e.a., 2001). Een onderdeel van CGT bij angst is het aanleren van een actieve en efficiënte coping-stijl; dit zou essentieel kunnen zijn voor het behandeleffect (De Boo & Wicherts, 2009). Uit een onderzoek van Lau e.a., 2010 blijkt dat coping mogelijk het behandeleffect bij kinderen met een angststoornis medieert.
Hoewel er hypothesen zijn over welke mediatoren bijdragen aan het behandeleffect, is hier nog verrassend weinig onderzoek naar gedaan (Weersing & Weisz, 2002). Voor zover wij weten, zijn er tot op heden vijf onderzoeken uitgevoerd die nader keken naar mediatoren van de angstbehandeling bij kinderen. Uit deze onderzoeken blijkt dat een afname van negatieve cognities (Kendall & Treadwell, 2007; Lau e.a., 2010; Treadwell & Kendall, 1996), een toename van coping-vaardigheden (Lau e.a., 2010), een afname van eenzaamheid (Alfano e.a., 2009) en een toename van self-efficacy (Maric e.a., 2013) mogelijk de behandeluitkomst mediëren.
Deze onderzoeken bieden goede aanknopingspunten, maar een nadeel is dat hierin geen metingen zijn gedaan tijdens de behandeling, wat conclusies over temporele afhankelijkheid (d.w.z. de vraag of de mediator veranderde vóór de verandering in angst) moeilijk maakt. Om dit te onderzoeken, is een longitudinaal design nodig met meer dan twee meetmomenten, waarvan één ten minste tijdens de behandeling (Weersing & Weisz, 2002). Het voordeel van een longitudinaal design is daarnaast dat het zicht kan geven op het moment waarop variabelen elkaar beïnvloeden en de sterkte van deze beïnvloeding (Selig & Preacher, 2009). Geen enkele van de genoemde onderzoeken naar mediatoren van de angstbehandeling gebruikten een design met een tussenmeting tijdens de behandeling.
In het hier gepresenteerde onderzoek onderzochten we de relatie tussen veranderingen in verschillende potentiële mediatoren en verandering in angst over tijd. Hiervoor gebruikten we een design met meetmomenten voor, tijdens en na de behandeling. We verwachtten dat een toename van positieve gedachten, ervaren controle en probleemgerichte coping en een afname van negatieve gedachten en vermijdende coping vooraf zouden gaan aan een verandering en afname van angstsymptomen bij kinderen met een angststoornis.
De onderzoeksgroep bestond uit Nederlandse kinderen en jongeren die tussen oktober 2006 en december 2009 voor behandeling van een angststoornis waren verwezen naar twee centra voor kinder- en jeugdpsychiatrie: De Bascule te Amsterdam en Accare te Groningen. Kinderen konden deelnemen aan het onderzoek als ze 8-18 jaar oud waren, waren gediagnosticeerd met een primaire angststoornis (uitgezonderd een posttraumatische stressstoornis of een obsessieve-compulsieve stoornis) en het half jaar daarvoor niet waren behandeld met een geprotocolleerde en bewezen werkzame CGT. Ook mochten ze geen selective serotonine reuptake inhibitor (SSRI) gebruiken. Exclusiecriteria waren suïcidaliteit, psychose, selectief mutisme, een IQ < 80 of problemen met drugs of alcohol. Respondenten namen deel aan het onderzoek nadat zij en hun ouders hiervoor schriftelijk toestemming hadden gegeven. Figuur 1 geeft een overzicht van de inclusie en uitval van de respondenten.
Analyses werden uitgevoerd met alle kinderen met een angststoornis die ten minste hadden deelgenomen aan de voormeting (n = 145). Zij waren gemiddeld 12,51 jaar oud (SD = 2,83; range 8-18 jaar) en 56,6 procent waren meisjes. Het gemiddelde Ernst Beoordelings Criterium (EBC) van de ADIS-IV C/P voor de primaire stoornis was 6,31 (SD = 1,05; range 4-8). Een klein deel van de kinderen (n = 20) gaf aan dat ze voor de behandeling medicatie gebruikten, waaronder medicatie voor angstproblemen (zoals benzodiazepinen of plantaardige middelen, geen SSRI’s; n = 5), problemen gerelateerd aan ADHD (methylfenidaat of risperidon; n = 7; deze medicatie werd constant gehouden) of voor andere problemen (zoals slaapproblemen, allergieën of buikpijn; n = 7). Een kind gebruikte hormoonremmers in verband met genderdisforie. Tabel 1 geeft een overzicht van de overige respondentkenmerken.
Meetmomenten vonden plaats een week voor het begin van de behandeling (voormeting: T1), na acht behandelsessies (tussenmeting: T2), na twaalf behandelsessies (nameting: T3) en drie maanden daarna (follow-up: T4). Bij de intake werd door middel van het Anxiety Disorder Interview Schedule for Children (ADIS-IV C/P, kind- en ouderversie; Silverman & Albano, 1996) de diagnose vastgesteld en werd informatie gegeven over het onderzoek. Behalve de ADIS-IV C/P, die niet werd afgenomen bij de tussenmeting, werden alle meetinstrumenten op alle meetmomenten afgenomen. Deelnemende kinderen kregen bij deelname een cadeaubon van 10 euro voor elk meetmoment, met een maximum van 40 euro. Het onderzoek is beoordeeld en goedgekeurd door de Medisch Ethische Commissies van beide deelnemende centra.
Alle kinderen werden individueel behandeld met twaalf wekelijkse sessies cognitieve gedragstherapie, volgens het Dappere Kat-protocol (Coping Cat; Kendall, 1990; Nederlandse versie Nauta & Scholing, 2007). De eerste acht behandelsessies bestonden uit psycho-educatie, leren herkennen van lichamelijke symptomen van angst, ontspanningsoefeningen, leren herkennen van disfunctionele cognities, cognitieve herstructurering, het aanleren van coping-strategieën, probleemoplossingvaardigheden en het belonen van eigen gedrag. Vanaf de vierde sessie vonden exposure-oefeningen plaats met de tot dan toe aangeleerde vaardigheden. Vanaf de achtste sessie werden geleerde vaardigheden herhaald en werden meer exposure-oefeningen gedaan. Na de tweede en zevende sessie was er een sessie voor ouders.
|
n |
% |
|
|---|---|---|
|
Leeftijd |
||
|
– 8-11 jaar |
61 |
42,1 |
|
– 12-18 jaar |
84 |
57,9 |
|
Primaire diagnose |
||
|
– sociale fobie |
49 |
33,8 |
|
– separatieangststoornis |
17 |
11,7 |
|
– specifieke fobie |
33 |
22,8 |
|
– gegeneraliseerde angststoornis |
32 |
22,1 |
|
– paniekstoornis (inclusief agorafobie) |
14 |
9,6 |
|
Comorbiditeit |
||
|
– geen |
59 |
40,7 |
|
– angststoornis(sen) |
59 |
40,7 |
|
– stemmingsstoornis(sen) |
6 |
4,1 |
|
– angst- en stemmingsstoornis |
16 |
11,0 |
|
– angst- en externaliserende stoornis |
3 |
2,1 |
|
– angst-, stemmings- en externaliserende stoornis |
2 |
1,4 |
|
Schoolgaand |
||
|
– ja |
117 |
80,7 |
|
– nee |
28 |
19,3 |
|
Inclusie |
||
|
– De Bascule |
49 |
33,8 |
|
– Accare |
96 |
66,2 |
|
Opleidingsniveau moeder |
||
|
– laag |
34 |
23,4 |
|
– gemiddeld |
61 |
42,1 |
|
– hoog |
40 |
27,6 |
|
– onbekend |
10 |
6,9 |
|
Opleidingsniveau vader |
||
|
– laag |
32 |
2,1 |
|
– gemiddeld |
44 |
30,3 |
|
– hoog |
47 |
32,3 |
|
– onbekend |
22 |
15,2 |
|
Nederlandse nationaliteit |
||
|
– moeder |
142 |
97,9 |
|
– vader |
139/142 |
95,9 |
|
– kind |
144 |
99,3 |
|
Eerdere professionele hulp voor |
||
|
– angsten |
26 |
17,9 |
|
– ADHD-symptomen |
9 |
6,2 |
|
– pervasieve ontwikkelingsproblemen |
7 |
4,8 |
|
– leerproblemen |
3 |
2,1 |
|
– taal- of spraakproblemen |
5 |
3,4 |
|
– overig |
8 |
5,5 |
De behandeling werd uitgevoerd door psychologen en gz-psychologen met ervaring in het behandelen van angststoornissen bij kinderen. Er waren maandelijkse intervisiebijeenkomsten. Het gebruikte protocol is in eerdere onderzoeken bewezen effectief gebleken (zie o.a. Kendall, 1994; Nauta e.a., 2001).
Anxiety Disorder Interview Schedule for Children (ADIS-IV C/P; Silverman & Albano, 1996; Nederlandse versie: Siebelink & Treffers, 2001). Dit is een veelgebruikt en valide semigestructureerd interview om het voorkomen en de ernst van verschillende DSM-IV-stoornissen (vooral angststoornissen) te meten bij kinderen van 7-17 jaar oud. Kinderen en ouders werden apart van elkaar geïnterviewd door ervaren en getrainde clinici (niet hun eigen behandelaar). Interviewers beoordeelden de ernst (EBC) van de (angst)symptomen op een negenpuntsschaal (0-8); een EBC van 4 of hoger is indicatief voor een diagnose. De EBC’s van de kind- en ouderinterviews werden gecombineerd volgens de handleiding van de ADIS-IV C/P (voor elke diagnose werd de hoogste EBC genomen). Kinderen konden deelnemen aan het onderzoek als ze ten minste één gecombineerde EBC van 4 of hoger hadden.
Revised Child Anxiety and Depression Scale - Child and Parent (RCADS-C/P; Chorpita e.a., 2000; Nederlandse versie: Muris e.a., 2002). Deze vragenlijst meet symptomen van DSM-IV-angststoornissen en depressie bij kinderen. Er is een zelfrapportageversie en een ouderversie (over het kind). In dit onderzoek gebruikten we een totaalscore die is samengesteld uit de subschalen die overeenkomen met de primaire diagnosen van de deelnemende kinderen (Separatieangststoornis, Sociale fobie, Gegeneraliseerde angststoornis en Paniekstoornis). De subschalen Obsessief compulsieve stoornis en Depressieve stoornis werden niet gebruikt. De totaalscore bestond daarom uit 31 vragen, die werden gescoord van 0 (nooit) tot 3 (altijd). Hogere scores geven meer symptomen aan. Uit onderzoek is gebleken dat de RCADS betrouwbaar en valide is (Chorpita e.a., 2000). In het huidige onderzoek varieerde de Cronbachs alfa voor de totaalscore over de verschillende meetmomenten van 0,88-0,92 voor de ouderversie en was deze voor de kindversie 0,93 op alle meetmomenten.
Er bestaat een substantiële overlap tussen de inhoud van de vragen in de RCADS-C/P en de vragenlijst die we gebruikten om negatieve en positieve gedachten te meten (de Children’s Automatic Thoughts Scale - Negatief/Positief ofwel CATS-N/P). Daarom maakten we een ‘gedachtenvrije’ RCADS-score om te gebruiken in de statistische modellen, waarin deze beide meetinstrumenten werden gecombineerd. Vier van de auteurs (SH, EdH, PP, FB) beoordeelden onafhankelijk van elkaar of een vraag uit de RCADS refereerde aan een angstige gedachte of aan een symptoom van angst. Vragen waarvan drie van de vier van de beoordelaars vonden dat dit een gedachte was, werden verwijderd (zoals: ‘Ik maak me zorgen dat ik fouten maak’). De resulterende ‘gedachtenvrije’ RCADS bestond uit negentien vragen. De Cronbachs alfa’s voor deze nieuwe lijst waren voldoende voor zowel de kindversie (0,87-0,89) als de ouderversie (0,82-0,87). De ‘gedachtenvrije’ RCADS correleerde hoog met de originele totaalscore: 0,96-0,97 voor de kindversie en 0,91-0,94 voor de ouderversie. De correlatie tussen de RCADS en de subschaal Negatieve gedachten van de CATS-N/P nam af (van r = 0,82 naar 0,74 voor de kinderversie en van r = 0,38 naar 0,33 voor de ouderversie). Dit verminderde de kans op multicollineariteit.
Children’s Automatic Thoughts Scale - Negative/Positive (CATS-N/P; Hogendoorn e.a., 2010). Dit is een zelfrapportagelijst die werd gebruikt om negatieve en positieve gedachten te meten. De totaalscore (dertig vragen) bestond uit de subschalen Fysieke dreiging, Sociale dreiging en Persoonlijk falen. De subschaal Positieve gedachten bestond uit tien vragen. Items werden gescoord van 0 (nooit) tot 4 (altijd). Een hogere score betekent meer negatieve of positieve gedachten. De CATS-N/P heeft goede psychometrische eigenschappen (Hogendoorn e.a., 2010; Hogendoorn e.a., 2012). In de huidige onderzoeksgroep varieerde de Cronbachs alfa van 0,90-0,96 voor de totaalscore en van 0,84-0,93 voor de subschaal Positieve gedachten.
Anxiety Control Questionnaire for Children (ACQ-C; Weems e.a., 2003, Nederlandse versie: Hogendoorn e.a., 2013a). Een zelfrapportagelijst die werd gebruikt om de mate van ervaren controle te meten over beangstigende situaties. De ACQ-C is een zelfrapportagevragenlijst met dertig vragen, die gescoord worden van 0 (niet) tot 5 (heel erg veel). Lagere scores geven minder ervaren controle aan. De ACQ-C heeft goede psychometrische eigenschappen (Hogendoorn e.a., 2013a; Weems e.a., 2003). De Cronbachs alfa in de huidige onderzoeksgroep varieerde van 0,88-0,95.
Coping Strategieën Lijst voor Kinderen (CSLK-R1; De Boo & Wicherts, 2009. Verschillende copingstrategieën werden hiermee gemeten. De CSLK is een zelfrapportagevragenlijst die meet hoe iemand in het algemeen met problemen omgaat. De lijst bestaat uit vijf subschalen: Probleemoplossende coping, Positieve cognitieve herstructurering, Afleiding zoeken, Vermijden en Steun zoeken. De 54 vragen worden gescoord van 1 (nooit) tot 4 (altijd). Een hogere score geeft meer strategieën binnen de betreffende subschaal aan. De psychometrische eigenschappen zijn voldoende (De Boo & Wicherts, 2009). De interne betrouwbaarheid in de huidige onderzoeksgroep was voldoende voor de verschillende subschalen: Cronbachs alfa varieerde van 0,87-0,90 voor Probleemoplossen, van 0,87-0,92 voor Positieve herstructurering, van 0,74-0,81 voor Afleiding zoeken, van 0,73-0,86 voor Vermijden en van 0,86-0,91 voor Steun zoeken.
Voorbereidende analyses. Alle deelnemende kinderen werden meegenomen in de analyses, volgens het intent to treat-principe. Van kinderen die op verschillende tijdstippen uitvielen werden de beginscores en verandering over tijd vergeleken. Ontbrekende antwoorden binnen elke vragenlijst werden vervangen door het individuele gemiddelde van de (sub)schaal, met een maximum van 20 procent aan ontbrekende antwoorden per (sub)schaal. Als meer gegevens ontbraken, werd de vragenlijst als volledig ontbrekend beschouwd. Volledig ontbrekende datapunten werden vervangen door middel van de expectation maximization-procedure in SPSS 18.0. De resultaten in de tabellen zijn geïmputeerde scores.
Alle variabelen werden getest op (multivariate) normaliteit. Variantieanalyses voor herhaalde metingen werden gebruikt om verandering in de symptomen en beoogde mediatoren te evalueren op groepsniveau over tijd. Als effectgrootte wordt η2 gerapporteerd met klein (0,01), gemiddeld (0,06) en groot effect (0,14).
Verandering over tijd: model van Latente Verschil Scores (LVS). Om te evalueren of en hoe veranderingen in beoogde mediatoren voorafgingen aan veranderingen in de angstsymptomen, werden verschillende gekoppelde modellen voor Latente Verschil Score (LVS) onderzocht (zie figuur 2). Het LVS-model beschrijft verschillende soorten verandering over tijd: verandering tussen individuen, verandering binnen individuen en individuele verschillen in de verandering binnen een individu. Voor een meer uitgebreide beschrijving van het model dat gebruikt is in dit onderzoek wordt verwezen naar Hogendoorn, Prins en collega’s (2013).
In ons onderzoek bekeken we zestien verschillende modellen: één voor elke beoogde mediator (negatieve gedachten, positieve gedachten, ervaren controle en vijf coping-strategieën) en dit apart voor twee uitkomstmaten: zelfgerapporteerde angstsymptomen (RCADS-C) en oudergerapporteerde angstsymptomen (RCADS-P). Voor elk bivariaat model werden verschillende ondergeschikte modellen vergeleken:
| – |
een model zonder koppeling tussen mediator M en angstniveau Y;
|
| – |
M->Y-model (alleen een relatie tussen de verandering in mediator M en de verandering van angstniveau Y op een volgend meetmoment);
|
| – |
Y->M-model (alleen een relatie tussen verandering in angstniveau Y en de verandering in mediator M op een volgend meetmoment);
|
| – |
M<->Y (gekoppeld model, met een interactieve relatie tussen verandering in M en Y).
|
De LVS-analyses werden uitgevoerd in AMOS 18.0, waarbij ontbrekende gegevens werden geschat door middel van full information maximum likelihood. Een model werd beschouwd als passend, als chi-kwadraat laag was en het liefst niet-significant, als de Tucker-Lewis Index (TLI) en Comparative Fit Index (CFI) > 0,95 waren en als de root mean square error of approximation (RMSEA) < 0,05 of < 0,08 was (Kline, 2005). Ondergeschikte modellen werden vergeleken door middel van chi-kwadraatverschiltesten, waarna het best passende model met het laagste Akaike Informatie Criterium werd uitgekozen.
Verschillende kinderen vielen uit (zie figuur 1; ook voor redenen van uitval). Uitvalpercentages bedroegen 18,6 (op T2), 22,1 (op T3) en 30,3 (op T4). Kinderen die op verschillende tijdstippen uitvielen (T2, T3 of T4) werden vergeleken op verschillende variabelen (leeftijd, geslacht en scores van de beoogde mediatoren en uitkomstmaten op de voormeting). Er bleek bij aanvang geen significant verschil te zijn tussen de verschillende groepen.
Uit verschillende variantieanalyses (ANOVA) voor herhaalde metingen (zie tabel 2) kwam naar voren dat alle uitkomstmaten en de meeste beoogde mediatoren (behalve Steun zoeken als coping-strategie) op groepsniveau veranderden over tijd. Van alle kinderen die de behandeling afmaakten, had 56,9 procent (66/116) direct na de behandeling en 63,2 procent (67/106) bij follow-up geen diagnose meer (EBC < 4).
De resultaten van de best passende modellen worden hier besproken. In tabel 3 wordt een samenvatting gegeven van de resultaten van de zestien LVS-modellen. Uit de resultaten blijkt dat er over tijd geen significante relatie was tussen negatieve gedachten en kind- of oudergerapporteerde symptomen van angst. Er werd ook geen relatie gevonden tussen Steun zoekende coping-strategieën en kind- of oudergerapporteerde symptomen van angst. Er werd wel een relatie gevonden tussen positieve gedachten en kindgerapporteerde angstsymptomen (maar niet met oudergerapporteerde symptomen). De resultaten passen hiermee het beste in het eerder beschreven M->Y-model. Een toename van positieve gedachten tijdens de behandeling ging vooraf aan een afname van angstsymptomen na de behandeling; een toename van positieve gedachten na de behandeling ging vooraf aan een afname van angstsymptomen bij follow-up.
Bij de combinatie van ervaren controle en kindgerapporteerde angst werd geen relatie tussen beide variabelen gevonden over tijd. Bij de combinatie van ervaren controle en oudergerapporteerde angst kwamen het Y->M-model en het M -> Y-model als beste model naar voren. Dit impliceert een wederkerig effect tussen beide variabelen. Een afname van angstsymptomen tijdens de behandeling lijkt vooraf te gaan aan een toename van ervaren controle na de behandeling. Tegelijkertijd gaat een toename van ervaren controle tijdens de behandeling vooraf aan een afname van angstsymptomen na de behandeling; een toename van ervaren controle na de behandeling gaat vooraf aan een afname van angstsymptomen bij de follow-up.
Bij de combinatie van drie afzonderlijke coping-strategieën (Probleemgerichte coping, Positieve cognitieve herstructurering en Afleiding zoeken) en oudergerapporteerde angst bleken de M->Y-modellen het beste te passen. Deze relatie werd niet gevonden voor kindgerapporteerde angst. Een toename van deze drie coping-strategieën tijdens de behandeling gingen vooraf aan een afname van oudergerapporteerde angst na de behandeling. Er werd geen verdere relatie gevonden tussen een verandering na de behandeling en een verandering bij de follow-up. Ten slotte bleek een afname in kindgerapporteerde angst na de behandeling vooraf te gaan aan een afname van vermijdende coping na de behandeling. Dit effect, dat werd gevonden in het Y->M-model, was echter net niet significant (p = 0,06).
|
Variabele |
Voormeting (T1) |
Tussenmeting (T2) |
Nameting (T3) |
Follow-up (T4) |
ANOVA’s (n = 145) |
|---|---|---|---|---|---|
|
EBC (ADIS-C/P) |
|||||
|
– kind |
5,50 (1,93)a |
n.v.t. |
1,84 (2,59)b |
1,44 (2,37)b |
F (1,87; 269,71) = 272,00, p < 0,001, η2 = 0,65 |
|
– ouder |
6,09 (1,32)a |
n.v.t. |
2,39 (2,74)b |
1,92 (2,50)c |
F (2; 288) = 269,83, p < 0,001, η2 = 0,65 |
|
– gecombineerd |
6,31 (1,05)a |
n.v.t. |
2,42 (2,79)b |
2,05 (2,58)b |
F (2; 288) = 269,00, p < 0,001, η2 = 0,65 |
|
RCADS-C/P |
|||||
|
– kind |
26,02 (16,04)a |
21,48 (13,27)b |
16,37 (13,12)c |
14,43 (11,88)d |
F (2,06; 296,21) = 67,11, p < 0,001, η2 = 0,32 |
|
– kind ‘gedachtenvrij’ |
15,86 (9,81)a |
13,00 (8,06)b |
9,93 (7,86)c |
9,13 (7,32)c |
F (2,08; 300,08) = 68,61, p < 0,001, η2 = 0,32 |
|
– ouder |
28,72 (12,63)a |
29,54 (13,11)a |
22,58 (13,67)b |
19,31 (11,73)c |
F (2,69; 386,66) = 62,42, p < 0,001, η2 = 0,30 |
|
– ouder ‘gedachtenvrij’ |
16,93 (7,83)a |
16,87 (8,16)a |
12,55 (8,59)b |
10,85 (6,95)c |
F (2,60; 374,84) = 65,40, p < 0,001, η2 = 0,31 |
|
CATS-N/P |
|||||
|
– positief |
16,09 (8,87)a |
17,83 (9,67)b |
17,97 (9,24)b |
19,38 (8,72)b |
F (2,68; 386,55) = 9,34, p < 0,001, η2 = 0,06 |
|
– negatief |
23,19 (20,66)a |
19,88 (18,90)b |
13,02 (15,92)c |
12,05 (14,69)c |
F (2,36; 340,31) = 42,45, p < 0,001, η2 = 0,23 |
|
ACQ-C |
|||||
|
– totaal |
48,55 (18,89)a |
60,91 (18,96)b |
65,88 (20,77)c |
66,78 (18,80)c |
F (2,71; 389,80) = 73,96, p < 0,001, η2 = 0,34 |
|
CSLK-R1 |
|||||
|
– Prob |
2,08 (0,51)a |
2,27 (0,51)b |
2,25 (0,56)b |
2,26 (0,50)b |
F (2,30; 331,75) = 10,14, p < 0,001, η2 = 0,07 |
|
– Pos |
1,87 (0,53)a |
2,06 (0,54)b |
2,02 (0,60)b |
2,02 (0,55)b |
F (2,63; 378,22) = 7,95, p < 0,001, η2 = 0,05 |
|
– Afl |
1,73 (0,44)a |
1,84 (0,43)b |
1,74 (0,43)a |
1,73 (0,38)a |
F (2,69; 386,99) = 6,81, p < 0,001, η2 = 0,05 |
|
– Verm |
2,18 (0,45)a |
2,19 (0,42)a |
2,03 (0,43)b |
2,04 (0,50)b |
F (2,34; 336,53) = 13,64, p < 0,001, η2 = ,09 |
|
– Steun |
1,91 (0,51)a |
1,91 (0,52)a |
1,97 (0,63)a |
2,00 (0,55)a |
F (3, 432) = 1,27, p > 0,05, η2 = 0,01 |
|
Relatie tussen mediator en uitkomst? |
||
|---|---|---|
|
Mediatoren |
Kinduitkomst (RCADS-C) |
Ouderuitkomst (RCADS-P) |
|
Positieve gedachten (CATS-N/P pos)* |
ja (M->Y) |
nee |
|
Negatieve gedachten (CATS-N/P neg)* |
nee |
nee |
|
Ervaren controle (ACQ-C) |
nee |
ja (M<->Y) |
|
Probleemoplossen (CSLK-R1) |
nee |
ja (M->Y) |
|
Positieve herstructurering (CSLK-R1) |
nee |
ja (M->Y) |
|
Afleiding zoeken (CSLK-R1) |
nee |
ja (M->Y) |
|
Vermijding (CSLK-R1) |
ja (Y->M) |
nee |
|
Steun zoeken (CSLK-R1) |
nee |
nee |
Met het hier gepresenteerde onderzoek is een nieuwe stap gezet in het ontrafelen van de mediatoren of werkzame mechanismen van de behandeling van kinderen met een angststoornis. De relatie over tijd tussen de verandering in acht potentiële mediatoren en angstsymptomen werd onderzocht. De resultaten laten zien dat een toename van positieve gedachten en een toename van verschillende coping-strategieën voorafging aan en bijdroegen aan een afname van de symptomen van een angststoornis. Een verandering in negatieve gedachten ging niet vooraf (en volgde ook niet op) een verandering in angstsymptomen. Deze bevindingen zijn deels in overeenstemming met eerder onderzoek naar behandeleffect, waaruit naar voren kwam dat negatieve gedachten en coping-strategieën mogelijk mediatoren zijn van het behandeleffect (Kendall & Treadwell, 2007; Lau e.a., 2010; Treadwell & Kendall, 1996).
Gebaseerd op cognitieve theorieën over angst en (meer specifiek) de power of nonnegative thinking-hypothese, werd verwacht dat vooral negatieve gedachten en niet zozeer positieve gedachten de behandeluitkomst zouden mediëren. In ons onderzoek vonden we verrassend het tegenovergestelde: een verandering in positieve gedachten, maar niet een verandering in negatieve gedachten, ging vooraf aan een verandering in angst. Voor de power of nonnegative thinking-hypothese is eerder ondersteuning gevonden in twee mediatiestudies met een cross-sectioneel design (Kendall & Treadwell, 2007; Treadwell & Kendall, 1996).
Hoewel de huidige bevindingen de eerdere resultaten niet ondersteunen, kunnen we niet uitsluiten dat de opzet van ons onderzoek niet sensitief genoeg was om de relatie tussen verandering over tijd in twee variabelen te meten, als die verandering min of meer tegelijkertijd plaatsvond. Hoewel ons onderzoek een longitudinale opzet had met vier meetmomenten, zou een opzet met nog meer meetmomenten (bijvoorbeeld elke week) meer gedetailleerde interacties tussen variabelen kunnen vaststellen. Niettemin wordt er in ons onderzoek wel een aanwijzing gevonden dat positieve gedachten een mediërende rol spelen bij de behandeling van angststoornissen. Dit wordt ondersteund door eerder onderzoek, waaruit blijkt dat angstige kinderen minder positieve gedachten rapporteren dan niet-angstige kinderen (Calvete & Cardenoso, 2002; Hogendoorn e.a., 2012; Ronan & Kendall, 1997) en dat het aantal positieve gedachten het angstniveau kan voorspellen (Hogendoorn e.a., 2012). Deze bevindingen maken het mogelijk noodzakelijk om de power of nonnegative thinking-hypothese (deels) te herzien, in ieder geval bij kinderen. De rol van positieve gedachten bij angst verdient meer aandacht in toekomstig onderzoek.
In ons onderzoek werd voor het eerst met een longitudinale opzet de rol van ervaren controle onderzocht in de behandeling van angst bij kinderen. De bevindingen ondersteunen slechts deels onze hypothese. We vonden aanwijzingen voor een wederkerig effect, waarbij een toename in ervaren controle zowel voorafging aan als volgde op een afname in angst. Hoewel in het algemeen wordt aangenomen dat een lage ervaren controle bijdraagt aan meer angst (Chorpita & Barlow, 1998), zijn er voor zover wij weten geen longitudinale of experimentele onderzoeken gedaan waaruit duidelijk de richting van de relatie tussen beide constructen blijkt. Hoewel ervaren controle in het algemeen toeneemt na de behandeling van een angststoornis, zou dat ook een gevolg kunnen zijn van het leren gebruiken van effectieve coping-strategieën en succesvolle exposure-oefeningen, en daarmee volgen op het afnemen van de angst. Onze bevindingen suggereren een tweezijdige beïnvloeding; nader onderzoek is nodig om de precieze rol van ervaren controle bij het ontstaan en de behandeling van angststoornissen vast te stellen.
Drie van de vijf coping-strategieën die we hebben onderzocht bleken gerelateerd aan de verandering in angstsymptomen. Alleen het zoeken van steun bleek niet te veranderen over tijd en daarmee niet gerelateerd te zijn aan een afname van angstsymptomen. Een toename van actieve probleemgerichte coping, positieve cognitieve herstructurering en het zoeken van afleiding ging vooraf aan een afname van (door ouders gerapporteerde) angstsymptomen. Dit komt overeen met een onderzoek van Lau en collega’s (2010), die aanwijzingen vonden dat coping-strategieën het behandeleffect mediëren. Hoewel er meer onderzoek nodig is om vast te stellen dat coping-strategieën inderdaad een werkingsmechanisme zijn van de behandeling van angst, wijst al het onderzoek er tot nu toe op dat het verbeteren van coping-vaardigheden essentieel is voor het behandeleffect.
In tegenstelling tot onze hypothese vonden we voor vermijdende coping een marginaal significant effect in tegenovergestelde richting: een afname van angst ging vooraf aan een afname van vermijdende coping-strategieën. Hoewel de verwachting is dat vermijdend gedrag moet veranderen voor de angst afneemt, kan het zijn dat dit niet geldt voor vermijdende coping (bijvoorbeeld onderdrukken van de angst of magisch denken) in het algemeen. Het gevonden effect moet echter voorzichtig geïnterpreteerd worden, omdat het net niet significant was.
Het hier besproken onderzoek was het eerste waarin beoogde mediatoren van de behandeling van angststoornissen bij kinderen werden onderzocht door middel van een longitudinaal design, met daarbij een meetmoment tijdens de behandeling. Meerdere meetmomenten zijn belangrijk, omdat het vinden van een effect over tijd een belangrijke voorwaarde is voor het vaststellen van mediatie (Weersing & Weisz, 2002). Daarnaast konden we met onze opzet wederkerige effecten tussen constructen bekijken, wat belangrijk is om een omgekeerde causale relatie uit te sluiten (Maric e.a., 2012). Met deze opzet konden we aantonen dat een verandering in vier beoogde mediatoren tijdens het eerste deel van de behandeling voorafging aan een verandering in angstsymptomen in het laatste deel van de behandeling.
Een ander sterk punt van ons onderzoek is dat we kinderen hebben geïncludeerd die representatief zijn voor de groep die meestal wordt gezien binnen ambulante afdelingen in de kinder- en jeugdpsychiatrie, in ieder geval met betrekking tot de soort en ernst van de angststoornissen (inclusief kinderen met schoolweigering), leeftijd en woonplaats (landelijk of stedelijk). De respondenten waren echter hoofdzakelijk van Nederlandse afkomst, wat betekent dat de resultaten mogelijk niet representatief zijn voor andere culturen.
Hoewel we een longitudinale opzet hebben gebruikt, namen we andere voorwaarden om daadwerkelijk mediatie of causaliteit vast te stellen niet op. Zo hebben we bijvoorbeeld geen controlegroep gebruikt in de LVS-modellen. Zonder controlegroep kan niet zonder meer worden vastgesteld dat de gevonden verandering een effect is van de behandeling en niet zozeer een effect van het verstrijken van de tijd (Maric e.a., 2012). Hoewel er in het oorspronkelijke onderzoek een wachtlijstconditie was, konden we die niet in de analyses meenemen, omdat de wachtlijstperiode korter was (acht weken) dan de behandelperiode (twaalf weken). We vonden het echter niet ethisch om een wachttijd van twaalf weken (gelijk aan de behandelperiode) of een wachttijd van 24 weken (gelijk aan behandelperiode en follow-up) te gebruiken.
Een andere beperking van ons onderzoek is dat we maar één tussenmeting hebben opgenomen, wat kan betekenen dat we andere (wederkerige) relaties over tijd hebben gemist die eerder plaatsvonden. Aanbevolen wordt dat in vervolgonderzoek meer meetmomenten (bijvoorbeeld wekelijks) worden opgenomen, ook omdat het niet zeker is wanneer de grootste verandering optreedt.
Helaas was onze onderzoeksgroep te klein en waren de modellen te complex om relaties tussen mediatoren onderling te bekijken of om andere variabelen (zoals specifieke of comorbide diagnosen of ernst van de symptomen) mee te nemen in de modellen. Kinderen met bijvoorbeeld een sociale fobie zouden misschien van andere behandelelementen kunnen profiteren (zoals oefenen van sociale vaardigheden), dan kinderen met andere angststoornissen. Toekomstige onderzoeken zouden specifiek naar een bepaalde angststoornis kunnen kijken, om te onderzoeken of bepaalde mediatoren hetzelfde of verschillend zijn voor verschillende stoornissen.
De hier besproken resultaten zijn een toevoeging aan eerder onderzoek en suggereren dat een verandering in positieve gedachten, maar niet een verandering in negatieve gedachten, en een verandering in verschillende coping-strategieën voorafgaan aan een afname in angstsymptomen. Hiermee worden in ieder geval ten dele verschillende theoretische modellen over angst ondersteund waarop de behandeling is gebaseerd. Omdat dit een van de eerste onderzoeken is met de huidige opzet, is het te vroeg om conclusies te verbinden aan het wel of niet gebruiken van bepaalde behandelelementen. Verder onderzoek is nodig om vast te stellen welke behandeltechnieken verandering tot stand brengen bij potentiële mediatoren van behandeling. De opzet van het hier besproken onderzoek kan bijvoorbeeld geen antwoord geven op de vraag of een verandering van positieve gedachten veroorzaakt wordt door cognitieve herstructurering, positieve ervaringen tijdens exposure-opdrachten of aangeleerde coping-vaardigheden. Met een experimentele opzet zou er meer inzicht kunnen komen in welke onderdelen van de behandeling precies effect hebben op de mediatoren (Maric e.a., 2012). Aanbevolen wordt dat mogelijk vervolgonderzoek een gerandomiseerd onderzoek combineert met een longitudinaal design met meerdere meetmomenten eerder in de behandeling en dat er verder gekeken wordt naar de interactie tussen verschillen mediatoren (hoe het werkt) en moderatoren (voor wie het werkt).
Literatuur
| Alfano, C.A., Pina, A.A., Villalta, I.K., Beidel, D.C., Ammerman, R.T. & Crosby, L.E. (2009). Mediators and moderators of
outcome in the behavioral treatment of childhood social phobia. Journal of the American Academy of Child and Adolescent Psychiatry, 48, 945-953. <Occurrence Type="PMCID"><Handle>2737677</Handle></Occurrence> 
|
| Beck, A.T. (2005). The current state of cognitive therapy: a 40-year retrospective. Archives of General Psychiatry, 62, 953-959.
|
| Boo, G. de & Wicherts, J. (2009). Assessing cognitive and behavioral coping strategies in children. Cognitive Therapy and Research, 33, 1-20. DOI 10.1007/s10608-007-9135-0. |
Calvete, E. & Cardenoso, O. (2002). Self-talk in adolescents: dimensions, states of mind, and psychological maladjustment.
Cognitive Therapy and Research, 26, 473-485.
|
Chorpita, B.F. & Barlow, D.H. (1998). The development of anxiety: the role of control in the early environment. Psychological Bulletin, 124, 3-21. DOI 10.1037//0033-2909.124.1.3.
|
| Chorpita, B.F., Yim, L., Moffitt, C., Umemoto, L.A., & Francis, S.E. (2000). Assessment of symptoms of DSM-IV anxiety and
depression in children: a revised child anxiety and depression scale. Behaviour Research and Therapy, 38, 835-855.
|
| Compas, B.E., Connor-Smith, J.K., Saltzman, H., Thomsen, A.H. & Wadsworth, M.E. (2001). Coping with stress during childhood
and adolescence: problems, progress, and potential in theory and research. Psychological Bulletin, 127, 87-127.
|
| Hogendoorn, S.M., Prins, P.J.M., Boer, F., Vervoort, L., Wolters, L.H., Moorlag, H., Nauta, M.H., Garst, H., Hartman, C.A. & Haan, E. de (2013). Mediators of Cognitive Behavioral Therapy for anxiety disordered children and adolescents. Journal of Clinical Child and Adolescent Psychology. Published online ahead of print: http://dx.doi.org/10.1080/15374416.2013.807736 |
| Hogendoorn, S.M., Prins, P.J.M., Vervoort, L., Wolters, L.H., Nauta, M.H., Hartman, C.A., Moorlag, H., Haan, E. de & Boer,
F. (2012). Positive thinking in anxiety disordered children reconsidered. Journal of Anxiety Disorders, 26, 71-78.
|
| Hogendoorn, S.M., Wolters, L.H., Haan, E. de, Lindauer, R.J.L., Tillema, A., Vervoort, L., Weems, C.F., Boer, F. & Prins, P.J.M. (2013a). Advancing an understanding of the Anxiety Control Questionnaire for Children (ACQ-C) in clinically anxious and non-anxious youth: Psychometric properties, incremental prediction and developmental differences. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment. Published ahead of print. DOI 10.1007/s10862-013-9386-x. |
| Hogendoorn, S.M., Wolters, L.H., Vervoort, L., Prins, P.J.M., Boer, F., Kooij, E. & Haan, E. de (2010). Measuring negative
and positive thoughts in children: an adaptation of the Children’s Automatic Thoughts Scale (CATS). Cognitive Therapy and Research, 34, 467-478. <Occurrence Type="PMCID"><Handle>2939333</Handle></Occurrence>
|
| James, A., Soler, A. & Weatherall, R. (2005). Cognitive behavioural therapy for anxiety disorders in children and adolescents. Cochrane Database of Systematic Reviews, CD004690. |
| Kendall, P.C. (1990). Coping Cat workbook. Ardmore, PA: Temple University. |
| Kendall, P.C. (1994). Treating anxiety disorders in children. Results of a randomized clinical trial. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 62, 100-110.
|
| Kendall, P.C. & Chansky, T.E. (1991). Considering cognition in anxiety-disordered children. Journal of Anxiety Disorders, 5, 167-185.
|
| Kendall, P.C. & Treadwell, K.R.H. (2007). The role of self-statements as a mediator in treatment for youth with anxiety disorders.
Journal of Consulting and Clinical Psychology, 75, 380-389.
|
| Kline, R.B. (2005). Principles and practice of structural equation modelling (2nd ed.). New York: Guilford Press. |
| Kraemer, H.C., Wilson, G.T., Fairburn, C.G. & Agras, W.S. (2002). Mediators and moderators of treatment effects in randomized
clinical trials. Archives of General Psychiatry, 59, 877-883.
|
| Lau, W.Y., Chan, C.K.Y., Li, J.C.H. & Au, T.K.F. (2010). Effectiveness of group cognitive-behavioral treatment for childhood
anxiety in community clinics. Behaviour Research and Therapy, 48, 1067-1077.
|
| Maric, M., Heyne, D.A., MacKinnon, D.P., Widenfelt, B.M. van & Westenberg, P.M. (2013). Cognitive mediation of cognitive-behavioural
therapy outcomes for anxiety-based school refusal. Behavioural and Cognitive Psychotherapy, 41, 549-564. <Occurrence Type="PMCID"><Handle>3772992</Handle></Occurrence>
|
| Maric, M., Wiers, R.W. & Prins, P.J.M. (2012). Ten ways to improve the use of statistical mediation analysis in the practice
of child and adolescent treatment research. Clinical Child and Family Psychological Review, 15, 177-191.
|
| Muris, P., Mayer, B., Adel, M. den, Roos, T. & Wamelen, J. van (2009). Predictors of change following cognitive-behavioral
treatment of children with anxiety problems: A preliminary investigation on negative automatic thoughts and anxiety control.
Child Psychiatry and Human Development, 40, 139-151. <Occurrence Type="PMCID"><Handle>2779362</Handle></Occurrence>
|
| Muris, P., Meesters, C. & Schouten, E. (2002). A brief questionnaire of DSM-IV defined anxiety and depression symptoms among children. Clinical Psychology and Psychotherapy, 9, 430-442. |
| Muris, P., Merckelbach, H., Mayer, B. & Snieder, N. (1998). The relationship between anxiety disorder symptoms and negative
self-statements in normal children. Social Behavior and Personality, 26, 307-316.
|
| Nauta, M.H. & Scholing, A. (2007). Dappere Kat: cognitieve gedragstherapie bij kinderen en jongeren: een protocol van 12 sessies. Groningen: Universiteit van Groningen. |
| Nauta, M.H., Scholing, A., Emmelkamp, P.M.G. & Minderaa, R.B. (2001). Cognitive-behavioural therapy for anxiety disordered children in a clinical setting: Does additional cognitive parent training enhance treatment effectiveness? Clinical Psychology and Psychotherapy, 8, 330-340. |
| Prins, P.J.M. & Hanewald, G.J.F.P. (1997). Self-statements of test-anxious children: Thought-listing and questionnaire approaches.
Journal of Consulting and Clinical Psychology, 65, 440-447.
|
| Ronan, K.R. & Kendall, P.C. (1997). Self-talk in distressed youth: States-of-mind and content specificity. Journal of Clinical Child Psychology, 26, 330-337.
|
| Schniering, C.A. & Rapee, R.M. (2002). Development and validation of a measure of children’s automatic thoughts: the children’s
automatic thoughts scale. Behaviour Research and Therapy, 40, 1091-1109.
|
| Selig, J.P. & Preacher, K.J. (2009). Mediation models for longitudinal data in developmental research. Research in Human Development, 6, 144-164.
|
| Siebelink, B.M. & Treffers, Ph.D.A. (2001). Anxiety disorders interview schedule for DSM-IV-child version: ADIS-C handleiding. Amsterdam: Harcourt Test Publishers. |
| Silverman, W.K. & Albano, A.M. (1996). Anxiety disorders interview schedule for DSM-IV child version, child interview schedule. San Antonio: Psychological Corporation. |
| Silverman, W.K., Kurtines, W.M., Ginsburg, G.S., Weems, C.F., Rabian, B. & Serafini, L.T. (1999). Contingency management,
self-control, and education support in the treatment of childhood phobic disorders: a randomized clinical trial. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 67, 675-687.
|
| Treadwell, K.R.H. & Kendall, P.C. (1996). Self-talk in youth with anxiety disorders: States of mind, content specificity,
and treatment outcome. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 64, 941-950.
|
| Verhulst, F.C., Ende, J. van der, Ferdinand, R.F. & Kasius, M.C. (1997). The prevalence of DSM-III-R diagnosis in a national
sample of Dutch adolescents. Archives of General Psychiatry, 54, 329-336.
|
| Weems, C.F. & Stickle, T.R. (2005). Anxiety disorders in childhood: casting a nomological net. Clinical Child and Family Psychology Review, 8, 107-134.
|
| Weems, C.F., Silverman, W.K., Rapee, R.M. & Pina, A.A. (2003). The role of control in childhood anxiety disorders. Cognitive Therapy and Research, 27, 557-568.
|
| Weersing, V.R. & Weisz, J.R. (2002). Mechanisms of action in youth psychotherapy. Journal of Child Psychology and Psychiatry and Allied Disciplines, 43, 3-29.
|
| Dit artikel is een bewerking van Hogendoorn, S.M., Prins, P.J.M., Boer, F., Vervoort, L., Wolters, L.H., Moorlag, H., Nauta, M.H., Garst, H., Hartman, C.A. & De Haan, E. (2013), Mediators of cognitive behavioral therapy for anxiety disordered children and adolescents. Journal of Clinical Child and Adolescent Psychology, published online ahead of print: http://dx.doi.org/10.1080/15374416.2013.807736. |
