Takaisin

Vanhempainohjaus käytöshäiriöissä

Näytönastekatsaukset
Jorma Fredriksson ja Riittakerttu Kaltiala-Heino
17.12.2018

Näytön aste: A

Sosiaalisen oppimisen teoriaa, operantin ehdollistumisen teoriaa ja kiintymyssuhdeteoriaa hyödyntävä strukturoitu vanhempainohjaus sekä vanhempi–lapsi-vuorovaikutuksen välitön ohjaaminen vähentävät noin 2–12-vuotiaiden lasten käytösoireita.

Systemaattisen katsauksen «Furlong M, McGilloway S, Bywater T ym. Behavioural...»1 tarkoitus oli tutkia behavioraalisten ja kognitiivis-behavioraalisten ryhmämuotoisten vanhempainohjausinterventioiden vaikutusta varhain alkavan käytöshäiriön yhteydessä ilmenevään lasten käyttäytymiseen, ja vanhempien vanhemmuustaitoihin ja myös vanhempien omaan psykososiaaliseen vointiin.

Aineistossa oli mukana tutkimuksia, joissa oli (1) satunnaistettu kontrolloitu RCT-asetelma tai kvasisatunnaistettu kontrolloitu asetelma 3–12-vuotiaiden (keski-ikä 7 vuotta) käytösongelmaisten lasten vanhemmille tarjotun behavioraalisen tai kognitiivis-behavioraalisen vanhemmuusintervention vaikuttavuuden tutkimiseksi. Lapsella piti joko olla diagnosoitu uhmakkuus- tai käytöshäiriö tai lapsen pistemäärän standardoidussa käytösongelmien mittaamiseksi laaditussa mittarissa – esimerkiksi ECBI:ssä – piti olla yli kliinisen rajan; (2) vertailuna oli odotuslista, ei-hoitoa tai tavanomainen hoito kontrolliryhmä. Tekstistä ei ilmene, miten paljon mitäkin kontrolliasetelmaa oli mukana aineistossa.

Mukana oli vain tutkimuksia, joissa käytettiin ainakin yhtä standardoitua mittaria lapsen käytösongelmien mittaamiseen ja joissa oli tehty sokkoarviointi.

Aineistohaun (noin 16 000 artikkelia) seulonnan jälkeen tässä katsauksessa oli mukana 13 tutkimusta (10 RCT-tutkimusta ja 3 kvasi-RCT-tutkimusta). Niissä oli kaikkiaan 1 078 osallistujaa, joista 646 interventio- ja 434 kontrolliryhmissä. 5 tutkimusta oli Yhdysvalloista, 3 Isosta-Britanniasta ja 1 Irlannista, Belgiasta, Norjasta, Ruotsista ja Australiasta.

"Behavioraaliset ja kognitiivis-behavioraaliset" tarkoitti tässä tutkimuksessa, että mukana olevat ryhmämuotoiset vanhemmuusinterventiot sisälsivät tyypillisesti aktiivisen yhteistoiminnallisen oppimisformaatin, jossa ohjelman fasilitaattorit opettivat keskeisiä behavioraalisia periaatteita ja vanhemmuustaitoja (esimerkiksi leikkiminen, kiittäminen, palkitseminen, rajojen asettaminen) vanhemmille, jotka sitten harjoittelevat heille opetettuja taitoja. Ohjelmien avainkomponentteja olivat katsausarvioiden perusteella seuraavat: sen oppiminen, milloin ja miten käyttää myönteisiä vanhemmuustaitoja; observointi; mallittaminen; käytännön harjoittelu (esimerkiksi rooliharjoitukset); keskustelu; välitehtävät; vertaistuen käyttäminen; haitallisten lapsesta tai omasta vanhemmuustoiminnasta syntyvien havaintojen ja ajatusten uudelleenstrukturointi; osallistumisesteisiin puuttuminen.

Lapsen käytösoireissa tapahtui arvioijasta riippuen pieni tai kohtalainen väheneminen, joka oli tilastollisesti merkitsevä.

Vanhempien arvioimana efektikoko oli kohtalainen (SMD -0,53; 95 % luottamusväli -0,72 – -0,34, P < 0,00001). Tuloksissa ei ollut tilastollisesti merkitsevää heterogeenisyyttä (Q = 20,54 (12), P = 0,06, I² = 42 %).

Moderaattoreina tutkittiin seuraavat tekijät:

  1. käytösongelmien vaikeusaste lähtötilanteessa (vakava vs. vähemmän vakava), joka ei ollut yhteydessä vaikuttavuuteen
  2. tutkimuksen toteutusympäristö (tutkimuslaitos vs. perheen asuinympäristö), jossa todettiin hieman parempi vaikuttavuus tutkimuslaitosympäristössä
  3. osallistujien sosioekonominen asema (heikko vs. tavanomainen), jossa todettiin hieman heikompi, mutta kuitenkin kohtalainen vaikuttavuus heikommassa sosioekonomisessa asemassa olevilla
  4. interventio-ohjelman noudattamisuskollisuus, jossa todettiin, että ohjelmaa uskollisesti noudattaneissa interventioissa vaikuttavuus oli parempi, kun taas ohjelmaa heikommin noudattaneet interventiot eivät tuottaneet merkitsevää vaikutusta.

Riippumattomissa arvioinneissa lapsen käytösongelmista (esim. vanhempi–lapsi-vuorovaikutuksen seuranta, luokkaobservointi, vanhemman haastattelu jne.) ilmeni heikko, tilastollisesti merkitsevä efektikoko (SMD -0,44; 95 % luottamusväli -0,77– -0,11, P = 0,009). Tutkimusten välillä oli kuitenkin huomattavaa heterogeenisyyttä (Q = 22,40, P = 0,004, I² = 64 %).

Moderaattorianalyyseissa löydettiin heikkoja–kohtalaisia, ei-merkitseviä efektikokoja:

  1. Käytösongelmien vakavuus ei erottanut alaryhmiä; sekä vakavan oirehdinnan (SMD 0,46; 95 % luottamusväli -0,93–0,01, P = 0,06) että vähemmän vakavan oirehdinnan (SMD -0,42; 95 % luottamusväli -0,96–0,12, P = 0,13) ryhmissä todettiin kohtalainen, tilastollisesti ei-merkitsevä efektikoko.
  2. Tutkimuslaitos- vs. asuinympäristössä toteutettujen interventioiden vertailussa tutkimuslaitosympäristössä toteutetuissa interventioissa havaittiin kohtalainen tilastollisesti merkitsevä efektikoko (SMD -0,42; 95 % luottamusväli -0,75 – -0,09, P = 0,01) ja asuinympäristössä toteutetuissa pieni, tilastollisesti ei-merkitsevä efektikoko (SMD -0,48; 95 % luottamusväli -1,09–0,13, P = 0,13).
  3. Heikossa vs. tavanomaisessa sosioekonomisessa asemassa olevien osallistujien vertailussa todettiin heikossa asemassa olevilla pieni, tilastollisesti ei-merkitsevä efektikoko (SMD -0,42; 95 % luottamusväli -0,91–0,06, P = 0,09) ja tavanomaisessa asemassa olevilla pieni, tilastollisesti merkitsevä efektikoko (SMD -0,49; 95 % luottamusväli -0,87 – -0,11, P = 0,01).
  4. Hoito-ohjelmaa uskollisesti noudattaneissa interventioissa todettiin kohtalainen, tilastollisesti merkitsevä efektikoko (SMD -0,53; 95 % luottamusväli -0,86 – -0,20, P = 0,001) ja hoito-ohjelmaa heikommin noudattaneissa (joita oli tässä vertailussa vain 1) todettiin pieni, tilastollisesti ei-merkitsevä efektikoko (SMD 0,22; 95 % luottamusväli -0,29–0,73, P = 0,40).

Vanhempainohjaus johti myös pieniin tilastollisesti merkitseviin myönteisiin muutoksiin vanhempien mielenterveydessä (SMD -0,36; 95 % luottamusväli -0,52 – -0,20, P < 0,0001) ja kohtalaisiin myönteisiin muutoksiin vanhemmuustaidoissa sekä vanhempien itsensä raportoimina (SMD -0,53; 95 % luottamusväli -0,90 – -0,16, P = 0,005) että riippumattomasti arvioituna (SMD 0,47; 95 % luottamusväli -0,65 – -0,29, P < 0,00001). Myös kovaotteiset vanhemmuuskäytännöt (harsh parenting practices) vähenivät sekä vanhempien oman arvion (SMD -0,77; 95 % luottamusväli -0,96 – -0,59, P < 0,00001) että riippumattoman arvion (SMD -0,42; 95 % luottamusväli -0,67 – -0,16, P = 0,001) mukaan.

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä
  • Kommentti: Aineistossa oli mukana vain ryhmämuotoisesti toteutettuja vanhempainohjauksia. Tieto ei välttämättä ole suoraan siirrettävissä 1 lapsen vanhemmille tai vanhemmalle kerrallaan annettava ohjaukseen.

Tutkimuksen «de Graaf I, Speetjens P, Smit F ym. Effectiveness ...»2 tarkoitus oli selvittää, miten tason 4 TripleP-interventio vaikuttaa lasten todettuihin käytösongelmiin.

Tutkimuksessa oli mukana 2–12-vuotiaita käytösongelmaisia tai käytösongelmien kehittymisen vaarassa olevia lapsia, joiden vanhemmille oli tarjottu level 4 TripleP interventio.

Kirjallisuushaku tehtiin Medlinen ja PsycINFOn kautta, ja lisäksi tutkittiin Family support center -keskuksen kokoamat lähdeluettelot aiheesta, ja kysyttiin aiheesta julkaisseilta tutkijoilta, tietävätkö he relevantteja julkaisemattomia tutkimuksia (viime mainitulla tavalla Saksasta löytyi 3 ja Sveitsistä 1 tutkimus). Hakujen tuottamien tutkimusten soveltuvuuden arvioinnin jälkeen meta-analyysissa oli mukana 15 tutkimusta ja näissä hoidon jälkeisessä vaiheessa 2 537 lasta ja jälkiseurantavaiheessa 2 232 lasta.

TripleP:n tason 4 interventio on intensiivinen 8–10:n tapaamiskerran vanhempainohjausohjelma, kun lapsella on TripleP-tasoja 1–3 vakavampia käytösongelmia tai lapselle on vaarassa kehittyä sellaisia. Tason 4 TripleP-interventio voidaan toteuttaa standardimuodossa (1 lapsen vanhemmat kerrallaan, tästä aineistossa 1 tutkimus), ryhmämuodossa (9 tutkimusta) tai itseohjatussa muodossa (6 tutkimusta). Meta-analyysissa oli tutkittu hoidon jälkeistä vaikutusta ja jälkiseurantavaikutusta (6 tai 12 kuukautta). Jälkimmäistä ei raportoida tarkemmin tässä.

14:ssa mukana olleessa tutkimuksessa oli RCT-asetelma, ja 1:ssä oli ei-satunnaistettu samanaikaisesti seuratun ryhmän observointiasetelma. Kontrolliryhmänä oli 13 tutkimuksessa odotuslista, 1:ssä maantieteellinen kontrollialue ja 1:ssä ilman hoitoa oleminen. Eyberg Child Behavior Inventory (ECBI) oli mittarina kaikissa 15 tutkimuksessa.

Hoidon jälkeen toteutetuissa mittauksissa havaittiin, että koko aineistosta efektikoko vanhempien raportoimana ECBI-tuloksena intervention jälkeen oli suuri: d = 0,88 (95 % luottamusväli 0,50–1,27), (z = 4,49, p < 0,001). Aineistossa on kuitenkin heterogeenisyyttä, selittämätöntä varianssia eri tutkimusten välillä (Q = 66,71), ja jos se korjataan (jättämällä pois 6 poikkeavaa tutkimusta), on jäljelle jäävien tutkimusten efektikoko kohtalainen: d 0,42 (95 % luottamusväli 0,33–0,51).

Lisäksi selvitettiin seuraavia moderaattoreita: lapsen iällä (alle 4 vuotta tai yli 4 vuotta) ei ollut yhteyttä efektikokoon; poikien suurella osuudella (yli 62,6 %) ei ollut yhteyttä efektikokoon; eikä yhteyttä ollut myöskään sillä, oliko ECBI-arvo alkumittauksessa yli kliinisen rajan.

Yhteenvedossa todettiin, että 4-tason TripleP-interventiolla on kohtalainen – suuri vaikutus lasten käytösongelmiin. Tutkimuksessa tarkemmin kuvatun jälkiseurannan perusteella hoidon vaikutus säilyi 6 ja 12 kuukauden seurantamittauksissa.

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä 2–12 vuotiaisiin suomalaislapsiin (Australian lisäksi aineistossa oli mukana Saksaa ja Sveitsiä sekä Australian maaseutualueita)
  • Kommentti: Aineistossa oli mukana useampia ryhmämuotoisesti toteutettuja ja itseohjatusti toteutettuja tutkimuksia, mutta vain 1 "Standard3P" eli 1 lapsen vanhemmille kerrallaan annettua ohjausta selvittänyt tutkimus.

Systemaattisen katsauksen ja meta-analyysin «Comer JS, Chow C, Chan PT ym. Psychosocial treatme...»3 tarkoitus oli selvittää pienten lasten häiriökäyttäytymiseen suunnattujen hoitojen vaikuttavuutta.

Tutkimuksen aineistossa oli alle 8-vuotiaita lapsia, (keski-ikä 4,7 vuotta), joiden vanhemmille oli tarjottu psykososiaalinen interventio lapsen häiriökäyttäytymiseen (disruptive behaviour problems). Haussa löytyi 1 039 tutkimusta, ja valinnan jälkeen mukana oli 36 tutkimusta. Kaikissa tutkimuksissa oli satunnaistettu vertailuasetelma.

Moderaattorianalyysissa interventiot oli jaettu behavioraalisiin (oppimisperusteisiin, joissa hoidon keskiössä käyttäytymisen seurausten sääteleminen ja käyttäytymisen seurauksiin perustuva eli operantti ehdollistuminen, 32 tutkimusta) vs. ei-behavioraalisiin (joita olivat nondirektiiviset ja perhesysteemeihin kohdentuvat interventiot, 4 tutkimusta). Kontrolliryhmävaihtoehdot olivat seuraavat: ei aktiivista hoitoa (ei hoitoa tai odotuslista) 27 tutkimusta, tavanomainen hoito (TAU) 3 tutkimusta tai opetus/tuki/huomion antaminen 7 tutkimusta.

Kaikkiaan psykososiaalisilla hoidoilla oli suuri efektikoko: Hedgesin g 0,82, SE 0,10, 95 % luottamusväli 0,63–1,01, z = 8,63, p < 0,0001.

Moderaattorianalyyseissa todettiin, että interventiotyyppi oli merkittävä moderaattori: behavioraalisten hoitojen efektikoko oli suuri g = 0,88, SE 0,09, 95 % luottamusväli 0,70–1,06, ei-behavioraalisten g = 0,42, SE 0,25, 95 % luottamusväli -0,07–0,90 (kohtalainen). Lapsen mukanaolo tai ei-mukanaolo interventiossa ei muuttanut efektikokoa.

Tutkimuksessa selvitettiin myös efektikoon erot häiriökäyttäytymisoireen (oppositionaalisuus, aggressiivisuus/vakavat sääntöjen rikkomiset ja impulsiivisuus/hyperaktiivisuus) mukaan; interventio vaikutti kaikkiin oireisiin, vahvimmin oppositionaalisuuteen (g = 0,76), heikoiten impulsiivisuuteen/hyperaktiivisuuteen (g = 0,61). Lisäksi tutkittiin erilaisten kontrolliryhmien eroja: kaikissa kontrolliasetelmissa vaikuttavuus näkyi, selvimmin TAU:ssa (g = 1,17), vähiten kontrolliasetelmassa "ei aktiivista hoitoa" (g = 0,84). Myös lapsen ikä moderoi vaikuttavuutta: isommilla lapsilla (tässä aineistossa isoimmat ovat siis 8-vuotiaita) todettiin selvempi vaikutus. Tutkittiin erikseen myös ryhmämuotoisesti ja 1 lapsen vanhemmille kerrallaan tarjotun intervention vaikuttavuus. Ryhmämuotoisten interventioiden (19 kpl) efektikoko oli 0,83, SE 0,14, 95 % luottamusväli 0,56–1,09. Yksilöllistetyn intervention (13) efektikoko oli 0,76, SE 0,17, 95 % luottamusväli 0,42–1,10. Ero ei ollut merkitsevä.

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä
  • Kommentti: Aineistossa oli lapsia, joiden vanhemmille oli tarjottu vanhempainohjausta lapsen käyttäytymisongelmiin, mutta lapsen käyttäytymisongelmien tarkempi diagnosointi tai muu määrittely puuttui. Tätä perusteltiin sillä, että käytännön työssä tapahtuu usein juuri tällaista interventioon ohjaamista ilman tarkempaa ongelman määrittelyä ("off-label prescribing") ja haluttiin selvittää tällaisten interventioiden vaikuttavuutta.

Meta-analyysissa «Ward MA, Theule J, Cheung K. Parent-child interact...»4 selvitettiin, mikä on Parent-child interaction therapy hoitomenetelmän (PCIT) vaikuttavuus pienten lasten ulospäinsuuntautuvissa käytösoireissa. Meta-analyysissa oli 2–5-vuotiaita lapsia, jotka olivat olleet PCIT-interventiossa ja joilla oli ADHD-, ODD- tai CD-diagnoosi tai raja-arvon ylittävä pistemäärä standardoidussa oiremittarissa, joka tavallisimmin oli ECBI tai CBCL.

Haku toteutettiin yhtäältä aineistohakuna (PsycINFO, Medline, ERIC, Proqurst Dissertations & Theses, Google Scholar etsien julkaistuja ja julkaisemattomia tutkimuksia) ja toisaalta ”käsietsintänä”. Haun tuottamien tutkimusten soveltuvuuden arvioinnin jälkeen pre-post-vertailuaineistoon jäi 12 tutkimusta ja treatment-control-vertailuaineistoon 9 tutkimusta. Näissä PCIT-hoitoryhmien lapsia oli 254 ja kontrolliryhmien lapsia 118. Julkaisut olivat vuosilta 1991–2014.

Tutkittavana interventiona oli PCIT, jota ei ollut merkittävästi lyhennetty tai muokattu.

Tutkimuksessa toteutettiin 2 meta-analyysia. Toisessa olivat pre-post-vertailut (ei siis kontrolliryhmää), ja tässä oli mukana 12 tutkimusta. Toisessa olivat treatment-control-vertailut, ja tässä mukana oli 9 tutkimusta. 2 tutkimusta lukuunottamatta nämä tutkimukset oli tehty satunnaistetulla asetelmalla.

Efektikoko Cohenin d:llä oli pre-post-vertailussa 1,65, siis suuri (95 % luottamusväli 1,41–1,90). Tutkimusten välillä ei ollut merkitsevää heterogeenisyyttä.

Treatment-control-vertailussa efektikoko oli d = 1,39, siis tässäkin suuri (95 % luottamusväli 1,05–1,73). Tässäkään ei todettu merkitsevää heterogeenisyyttä tutkimusten välillä.

Tutkimuksessa selvitettiin myös sukupuolen ja diagnoosin (ADHD, ODD, CD) moderaattorivaikutusta. Tämän tutkimista vaikeutti se, että tutkimusten välillä ei ollut heterogeenisyyttä. Moderaattorivaikutuksia ei löytynyt, mutta tässä tutkimuksessa oli myös otoskokorajoituksia.

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä
  • Kommentti: Eyberg oli jollain tavalla (pääkirjoittajana, kirjoitustiimin jäsenenä, väitöskirjan ohjaajana tms.) mukana 11:ssa näistä 12:sta tutkimuksesta. Ainoa, jossa hän ei ollut mukana, oli Nixon ym. vuonna 2008 satunnaistettu RCT-tutkimus vuodelta 2008. Sen vaikuttavuustulos ei olennaisesti poikennut muista tässä tutkimuksessa mukana olevista (d = 1,28, p < 0,001, 95 % luottamusväli 0,53–2,03).

Tutkimuksen «Michelson D, Davenport C, Dretzke J ym. Do evidenc...»5 tarkoituksena oli selvittää, onko lasten käytösongelmien hoitoon tai ehkäisyyn tarkoitetun vanhempainohjauksen vaikuttavuus riippuvainen ohjauksen toteutusympäristöstä, ja ennen kaikkea, onko vaikuttavuus heikompi tavanomaisissa arkitilanteissa kuin "laboratorionomaisissa" tilanteissa.

Systemaattisen katsauksen ja meta-analyysin kohderyhmänä oli 2–12-vuotiaiden indeksilasten vanhempia, jotka hakivat vanhempainohjauspalveluista apua lapsen ongelmiin. Aineistossa on mukana 28 tutkimusta, joista kaikissa oli RCT-asetelma (Yhdysvalloista 7 tutkimusta, Isossa-Britanniasta 4 tutkimusta, Ruotsista 3 tutkimusta ja Belgiasta, Kanadasta, Irlannista ja Norjasta kustakin 1 tutkimus).

Vanhemmille tarjottiin sosiaalisen oppimisen periaatteita noudattava vanhempainohjaus, useimmiten Ihmeelliset vuodet, toiseksi useimmiten TripleP, kolmanneksi Parent-Child Interaction Therapy. Näiden lisäksi tutkimuksessa oli joitakin yksittäisiä sosiaalisen oppimisen periaatteisiin perustuvia ohjausmenetelmiä.

Interventiot oli arvioitu 4:llä "tosimaailma"-kriteerillä (Weisz ym. vuonna 1995 kehittämät):

  1. otos koostuu hoitoon ohjatuista (ei esimerkiksi ilmoituksin rekrytoiduista) perheistä
  2. hoito on toteutettu perheen asuinympäristössä
  3. hoito on toteutettu tavanomaisten palvelujen yhteydessä ja
  4. terapeutti ei ole spesialisti (hän ei tee vanhempainohjausta kokoaikaisesti, hänellä ei ole hoito-ohjelman kehittäjien antamaa työnohjausta jne.). Näillä kriteereillä oli pisteytetty kunkin intervention "tosimaailmaisuus" asteikolla 0–4.

Kaikissa vertailuissa kontrolliryhmänä toimi jonotuslista. Käytösongelmat mitattiin tunnetuilla mittareilla ECBI, CBCL tai SDQ.

Käytetyt mittarit tuottivat efektikokoja (painotettu keskiarvojen ero) seuraavasti: ECBI-I 20,90 (95 % luottamusväli -26,26 – -15,53, p < 0,001; ECBI-P -6,03, 95 % luottamusväli -7,7 – -4,46, p < 0,001; CBCL-ulospäinsuuntautuvat -3,66, 95 % luottamusväli -6,28 – 0,29, p < 0,006 ja SDQ -0,59, 95 % luottamusväli -0,88 – -0,29, p < 0,001).

ECBI:ssä oli merkittävää heterogeenisyyttä I2 = 71,1.

"Tosimaailmaisuus -arvo" ei ollut merkitsevässä yhteydessä efektikokoon (ECBI-I p = 0,98; ECBI-P p = 0,45), toisin sanoen efektikoko ei eronnut "kenttäympäristön" ja "tutkimuslaitosympäristön" välillä.

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä
  • Yleinen kommentti: Tämän Käypä hoito -suosituksen preventiota koskevan osuuden näytönastekatsauksessa «Pitkäkestoiset, osittain ryhmämuotoiset ja strukturoidut vanhemmuustaitojen ohjauksen ohjelmat saattavat ehkäistä riskiryhmässä olevien alle 11-vuotiaiden lasten käytöshäiriöoireita.»C arvioidaan järjestelmällistä katsausta «Karjalainen P, Santalahti P, Sihvo S. Vaikuttavatk...»6, jossa on tarkasteltu Euroopassa julkaistuja vanhemmille suunnatun ohjauksen vaikutusta selvittäneitä RCT-asetelmalla toteutettuja tutkimuksia. Kyseisessä katsauksessa lasten käytösoireet vähenivät interventioryhmissä kontrolliryhmiä enemmän. Efektikoot (effect size) olivat käytöshäiriöisillä 0,9, käytösongelmaisilla 0,56 ja riskiryhmään kuuluneilla lapsilla 0,81. Yksittäisissä tutkimuksissa efektikoko vaihteli välillä 0,39–1,2. Tulosten pohdinnassa mainittiin, että tutkimusten heterogeenisyyttä ja julkaisuharhaa ei varsinaisesti tutkittu. Tutkimuksesta ei ilmennyt, miten vakavia käytösongelmia mukana olevien vanhempien lapsilla oli, mitkä olivat efektikokojen luottamusvälit ja mitä efektikokomittaa käytettiin. Osalla tutkimusaineistossa olevista lapsista oli todettu käytöshäiriö, joten tutkimus liittyi yleisen ja selektiivisen prevention lisäksi myös indikoituun preventioon ja hoitoon.

Kirjallisuutta

  1. Furlong M, McGilloway S, Bywater T ym. Behavioural and cognitive-behavioural group-based parenting programmes for early-onset conduct problems in children aged 3 to 12 years. Cochrane Database Syst Rev 2012;(2):CD008225 «PMID: 22336837»PubMed
  2. de Graaf I, Speetjens P, Smit F ym. Effectiveness of the Triple P Positive Parenting Program on behavioral problems in children: a meta-analysis. Behav Modif 2008;32:714-35 «PMID: 18475003»PubMed
  3. Comer JS, Chow C, Chan PT ym. Psychosocial treatment efficacy for disruptive behavior problems in very young children: a meta-analytic examination. J Am Acad Child Adolesc Psychiatry 2013;52:26-36 «PMID: 23265631»PubMed
  4. Ward MA, Theule J, Cheung K. Parent-child interaction therapy for child disruptive behaviour disorders: a meta-analysis. Child Youth Care Forum 2016;45:675-90
  5. Michelson D, Davenport C, Dretzke J ym. Do evidence-based interventions work when tested in the "real world?" A systematic review and meta-analysis of parent management training for the treatment of child disruptive behavior. Clin Child Fam Psychol Rev 2013;16:18-34 «PMID: 23420407»PubMed
  6. Karjalainen P, Santalahti P, Sihvo S. Vaikuttavatko vanhemmuustaitoja tukevat ohjelmat lapsen käytöshäiriöiden ja -ongelmien ehkäisyssä ja vähentämisessä? Duodecim 2016;132:967-74 «PMID: 27382833»PubMed