Takaisin

Kognitiivis-behavioraalinen terapia käytöshäiriöissä

Näytönastekatsaukset
Jorma Fredriksson ja Riittakerttu Kaltiala-Heino
12.12.2018

Näytön aste: B

Kognitiivis-behavioraaliset hoito-ohjelmat kouluikäisille lapsille ja nuorille suunnattuina ilmeisesti vähentävät käytösoireilua.

Meta-analyysissa «Armelius BA, Andreassen TH. Cognitive-behavioral t...»5 pyrittiin selvittämään, onko alle 18-vuotiaiden lasten vanhemmille annetulla behavioraalisella vanhempainohjauksella (BPT) ja lapsille annetulla kognitiivis-behavioraalisella terapialla (CBT) vaikutusta lasten antisosiaaliseen käyttäytymiseen, onko näiden interventioiden välillä vaikuttavuuseroa ja mitkä asiat vaikuttavat hoidossa.

426 paikannetusta tutkimuksesta hyväksyttiin analyysiin 71, joissa intervention kohteena oli ainakin 1 antisosiaalinen käyttäytymismuoto (esimerkiksi fyysinen tai verbaalinen aggressio tai nuorisorikollisuus). Tutkimuksiin osallistuneet lapset olivat alle 18-vuotiaita. Mukana oli 30 BPT-tutkimusta ja 41 CBT-tutkimusta. Tutkimusten laatu arvioitiin asteikolla 0–6, jossa 1 arvioitavana muuttujana oli RCT-asetelma verrattuna muuhun kuin RCT-asetelmaan. Tutkimusten laatu oli tällä asteikolla keskimäärin 3,3, mutta tekstissä ei kerrottu, kuinka monessa 71:sta tutkimuksesta oli RCT-asetelma.

BPT:ssä vanhemmille opetettiin behavioraalisia käyttäytymisen säätelymenetelmiä, esimerkiksi vahvistamista. CBT:ssä interventioon sisältyi sosiaalisen ongelmanratkaisun, huomion suuntaamisen, vihanhallinnan tai sosiaalisten taitojen opetusta tai ajattelun restrukturointia.

Interventioryhmiä verrattiin ilman hoitoa olleisiin tai attention control -muodossa toteutettua lumehoitoa saaneisiin kontrolliryhmiin. Tietolähteenä saattoivat olla vanhemmat, opettajat tai observointi. Näiden tietolähteiden antamat tulokset eivät eronneet merkitsevästi toisistaan koko 71 tutkimuksen aineistossa.

Kaikkien 71 tutkimuksen (30 BPT-tutkimusta ja 41 CBT-tutkimusta) yhteinen efektikoko oli 0,40 (95 % luottamusväli 0,34–0,47) eli pieni.

Tarkemmassa BPT-CBT-vaikuttavuusvertailussa mukana olivat vain 6–12 vuotiaat (7 BPT, 21 CBT), koska tästä ikäryhmästä löytyi riittävästi molempia hoitoja saaneita lapsia. BPT:n painotettujen keskiarvojen hoidon jälkeinen efektikoko oli d = 0,47 (95 % luottamusväli 0,34–0,61) ja CBT:n d = 0,35 (95 % luottamusväli 0,25–0,47). Efektikoko oli siis pieni ja BPT:n vaikuttavuus oli suurempi kuin CBT:n. CBT:n vaikuttavuus oli kuitenkin merkitsevässä positiivisessa yhteydessä iän nousuun, ja nuorilla CBT oli vaikuttavampaa kuin BPT.

  • Tutkimuksen laatu: kelvollinen
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä
  • Kommentti: Tekstistä ei käy ilmi, kuinka suuri osa 71 tutkimuksesta oli toteutettu RCT-asetelmalla, ja olivatko RCT-tutkimuksien antamat tulokset erilaisia kuin muiden kuin RCT-tutkimuksien tulokset.

Meta-analyysin «Battagliese G, Caccetta M, Luppino OI ym. Cognitiv...»2 tarkoitus oli selvittää kognitiivis-behavioraalisen terapian vaikuttavuutta lasten ja nuorten ulospäinkääntyvän (eksternalisoivan) oireilun vähentämisessä.

Meta-analyysissa oli mukana 21 tutkimusta, joissa oli 1 960 iältään 4–14-vuotiasta ADHD- tai uhmakkuushäiriödiagnoosin saanutta lasta. Heille tarjottiin kognitiivis-behavioraalista terapiaa ulospäinsuuntautuviin oireisiin (CBT for externalizing symptoms). Kirjallisuushaulla löydettiin 108 tutkimusta, joista seulottiin 21 relevanttia RCT-tutkimusta. Interventiona käytettiin vanhempainohjausta (PT, 3 tutkimusta), PT + lapsen terapiaa (15 tutkimusta) tai ainoastaan lapsen terapiaa (9 tutkimusta).

Kaikissa mukana olevissa tutkimuksissa oli satunnaistettu kontrolliryhmä: 24:ssä jonotuslista, ja lisäksi muita kontrolliasetelmia olivat "behavioral management" (1 tutkimus), supportiivinen terapia (2 tutkimusta), ei hoitoa (2 tutkimusta), itseapu (2 tutkimusta) ja vanhempainohjaus (1 tutkimus, tässä koeryhmällä oli "advanced" vanhempainohjaus).

Mittareina käytettiin eniten Child Behavior Checklist (CBCL) -kyselyä ja Eyberg Child Behavior Inventory (ECBI) -kyselyä, mutta myös muita ja myös " äidin/isän/opettajan tms. arvio oireista" tai vastaava mainittiin mittareina.

Tutkituilla interventioilla todettiin kohtalainen vaikutus ulospäinsuuntautuvaan oirehdintaan: d = -0,52 (95 % luottamusväli -0,68 – -0,36, z = -6,31, P < 0,001). Vanhempien raportoima vaikutus oli tilastollisesti merkitsevä d = -0,603, (95 % luottamusväli -0,865 – -0,341), p < 0,001), opettajien raportoima vaikutus oli samaten tilastollisesti merkitsevä d = -0,430, (95 % luottamusväli -0,619 – -0,240, p < 0,001).

Uhmakkuusoireisiin interventioilla oli suuri vaikutus (efektikoko -0,879, 95 % luottamusväli -1,244 – -0,513, z = -4,712, p < 0,001). Suuri efektikoko saatiin vanhempien arvioimista oireista, muiden raportoijien osalta aineistojen koko ei riittänyt erillisen efektikoon mittaamisen.

Jos interventio kohdentui vain lapsiin (9 tutkimusta), saatiin pieni efektikoko (d = -0,452, 95 % luottamusväli -0,696 – -0,209, p < 0,001). Löydöksessä olivat mukana sekä yksilö- että ryhmämuotoiset lapsiin kohdistuneet interventiot. Jos interventio kohdentui sekä lapsiin että vanhempiin (15 tutkimusta), saatiin kohtalainen vaikutus (d = -0,549, 95 % luottamusväli -0,738 – -0,359, p < 0,001). Vain vanhemmille kohdennettu interventio (3 tutkimusta) tuotti suuren vaikutuksen (d = -0,917, 95 % luottamusväli -1,226 – -0,609, p < 0,001). Johtopäätöksissä suositeltiin multimodaalisia interventioita, joissa oli mukana sekä lapsiin, vanhempiin ja muihin tukihenkilöihin (esimerkiksi opettajat) kohdentuvia komponentteja.

Lasten iän merkitystä vaikuttavuudessa ei voitu tutkia, koska pieniä lapsia oli hoidettu vain vanhempainohjauksella ja isompia taas lapseen ja useisiin toimintaympäristöihin kohdentuvilla interventioilla.

  • Tutkimuksen laatu: kelvollinen
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä
  • Kommentti: Tutkimukset olivat kaikki RCT-tutkimuksia, mutta vastemittarit olivat osassa tutkimuksista epämääräisiä.

Meta-analyysin «Sukhodolsky DG, Kassinove H, Gorman BS. Cognitive-...»3 tarkoitus oli

1) selvittää kognitiivis-behavioraalisen terapian vaikutus lasten vihaongelmiin,

2) verrata taitojen kehittämistä, tunnekasvatusta, ongelmanratkaisua sisältävien ja multimodaalisten interventioiden efektikokoja toisiinsa ja

3) tutkia kognitiivis-behavioraalisen terapian efektikoon suhdetta käytettyihin vaikuttavuusmittoihin ja informaation antajatahoihin.

Meta-analyysissa oli mukana 21 julkaistua ja 19 julkaisematonta lasten ja nuorten vihanhallintaan suunnattujen CBT-interventioiden vaikuttavuutta selvittänyttä tutkimusta vuosilta 1968–1997. Kaikissa mukana olevissa tutkimuksissa oli kontrolliryhmä (ks. alla). Aineistossa oli 1 953 iältään 7–17-vuotiasta lasta ja nuorta, joille oli tarjottu kognitiivis-behavioraalista terapiaa vihanhallintaongelmiin. Vihanhallintaongelmat liittyivät useimmiten käyttäytymisen häiriöihin, mutta niitä saattoi esiintyä myös muiden häiriöiden yhteydessä (esimerkiksi kaksisuuntainen mielialahäiriö, depressio tai autismikirjon häiriöt).

Kognitiivis-behavioraalinen interventio tarkoittaa tässä sosiaalisen oppimisen ja operantin ehdollistumisen periaatteisiin perustuvaa psykososiaalista interventiota. Mukana piti olla sekä kognitiivisia että behavioraalisia komponentteja (mallittaminen, kognitiivisten taitojen rakentaminen, tunnekasvatus, harjoittelu). Pelkästään käyttäytymisen säätelyyn tai pelkästään ajattelun muutoksiin kohdistetut interventiot jätettiin tarkastelun ulkopuolelle. Pois jätettiin myös vain vanhemmille suunnatut tai vain toimintaympäristöön (esimerkiksi koulu) kohdennetut interventiot. CBT-hoidot jaettiin hoidon tyypin mukaan ryhmiin: taitojen opettaminen, tunnekasvatus, ongelmanratkaisu ja monimuotoinen, useita edellä mainittuja komponentteja sisältävä interventio.

Kaikissa mukana olevissa tutkimuksissa oli kontrolliryhmä. Kontrolliryhmät saivat aktiivista huomiota tai ei mitään hoitoa. Osassa tutkimuksia ryhmiin jakaminen tapahtui satunnaisesti, osassa ei. Osassa tulosten arvioijat oli sokkoutettu, osassa ei.

Koko 51 tutkimuksen aineistosta laskettu efektikoko (Cohenin d) oli 0,67 (kohtalainen), SD 0,37, mediaani 0,62, pienin d = 0,00 ja suurin 1,68 (luottamusvälejä ei ilmoitettu).

Hoidon tyyppien välillä oli efektikokoeroja: taitojen kehittäminen d = 0,79 (kohtalainen), SD 0,34, n = 8; tunnekasvatus d = 0,36 (pieni), SD 0,15, n = 8; ongelmanratkaisu d = 0,67, (kohtalainen) SD 0,40, n = 14; multimodaalinen d = 0,74 (kohtalainen), SD 0,40, n = 21.

Ongelmanratkaisuun fokusoiduilla hoidoilla oli eniten vaikutusta vihantunteen lievittämisessä, taitojen kehittämisellä ja multimodaalisilla interventioilla sosiaalisten taitojen kehittymisessä. Kaikilla näillä oli yhtä paljon vaikutusta fyysisen aggression vähentämisessä. Tunneopetuksen vaikutukset olivat muita interventioita pienempiä.

Hoidon pituudella (vaihteluväli 2–30 tuntia), hoidon ryhmä- vs. yksilömuotoisuudella, hoidon toteutusympäristöllä (koulu, avohoito, osastohoito, sijoitusympäristö), terapeutin kokeneisuudella (alan tutkinto, alan opiskelija, ei-ammattilainen), vaikuttavuustiedon lähteellä (itsearviointi, opettajan arvio, vanhemman arvio, suora havainnointi, asiakirjatiedot) ja tutkimuksen julkaisuvuodella ei ollut yhteyttä efektikokoon. Koko aineiston tarkastelussa lasten ikä ei ollut yhteydessä efektikokoon. Nuorimmalla ikäryhmällä (7–10-vuotiaat) efektikoko oli kuitenkin 0,2 d:n verran pienempi kuin vanhimmalla ikäryhmällä (jonka ikärajoja ei kerrota), mikä viittaa kirjoittajien mukaan tendenssiin vaikutuksen voimistumisesta iän myötä.

Kun poikien osuus tutkittavista kasvoi, vihantunteiden lievittyminen väheni Pearsonin tulomomenttikertoimella mitattuna (r = -0,44, p < 0,02). Vihanhallintaongelmien vakavuusaste (lievä, keskiasteinen, suuri) ei Kruskal–Wallis-testillä arvioituna (kokonaisefektikoko H = 3,66, p < 0,16) ollut merkitsevässä yhteydessä vaikuttavuuteen, d oli lievien vihantunteiden yhteydessä 0,57, keskiasteisissa 0,80 ja vaikeissa 0,59 (luottamusvälejä ei ilmoitettu). Kirjoittajat huomauttivat kuitenkin, että kun efektikoko keskiasteisissa on noin 0,2 d korkeammalla, tämä viittaa parempaan vaikuttavuuteen keskiasteisissa vihaongelmissa. Luottamusvälejä ei tässä ilmoitettu. Erot aktiivisen intervention hyväksi olivat suuremmat, jos kontrolliryhmille ei annettu mitään hoitoa. Tutkimusasetelmalla (satunnaistettu vai ei) ja sokkouttamisella (kyllä vai ei) ei ollut yhteyttä efektikokoon.

  • Tutkimuksen laatu: kelvollinen
  • Sovellettavuus hyvä
  • Kommentti: Tutkittavat eivät olleet pelkästään uhmakkuus- tai käytöshäiriödiagnoosin saaneita lapsia ja nuoria, koska mukaanottokriteerinä oli vihanhallinta. Lähes puolet meta-analyysin tutkimuksista oli julkaisemattomia. Tätä ns. pöytälaatikko-ongelmaa tutkittiin myös tilastollisesti: tarvittaisiin 117 heikkoa vaikuttavuutta osoittavaa tutkimusta, ennen kuin nyt todettu "kohtalainen" vaikutus muuttuisi arvioksi "heikko vaikutus".

Tutkimuksen «Bennett DS, Gibbons TA. Efficacy of child cognitiv...»4 tarkoituksena oli selvittää lapsille suunnattujen kognitiivis-behavioraalisten interventioiden vaikuttavuutta antisosiaaliseen käyttäytymiseen.

Mukana oli 30 tutkimusta, joissa

a) intervention kohteena oli antisosiaalinen käyttäytyminen,

b) intervention kohdehenkilöt olivat alle 18-vuotiaita (kaikkien 30 tutkimuksen lasten keski-ikä oli 11,4 vuotta ja keskiarvojen vaihteluväli oli 5,0–18,1 vuotta), ja

c) mittauksessa oli käytetty antisosiaalisen käyttäytymisen mittaamista varten laadittua mittaria.

Tutkittavat interventiot olivat kognitiivisen käyttäytymisterapian sovelluksia. Niissä käytettiin yksinään tai erilaisina yhdistelminä käyttäytymisharjoittelua, käyttäytymisvalmennusta, käyttäytymisen mallittamista, vihanhallinnan ja assertiivisuuden, kognitiivisen uudelleenstrukturoinnin, rentoutuksen, sosiaalisen ongelmanratkaisun tai sosiaalisten taitojen opettamista

Kontrolliryhmät eivät saaneet mitään hoitoa, olivat jonotuslistalla tai saivat vain tarkemmin kohdentamatonta huomiota tarjoavia tapaamisia. Interventio- ja kontrolliryhmiin jakamistapaa (esimerkiksi satunnaistamista) ei kuvattu.

Välittömästi hoidon jälkeen painottamattomasti laskettu efektikoko (koe- ja kontrolliryhmän keskiarvojen erotus jaettuna kontrolliryhmän keskiarvolla) oli 0,48 (mediaani 0,26, vaihtelualue 1,60–4,29, keskihajonta 1,14). Painotetusti mitattuna ("using procedures for weighted linear combinations of estimates" – Hedges & Olkin 1985) efektikoko oli 0,23, siis pieni. Painotetusta efektikoosta voidaan laskea, että hoitoryhmän keskiarvo oli korkeampi kuin 59 %:lla kontrolliryhmän jäsenistä. Tekstissä ei mainita, minkä asian keskiarvosta on kyse.

Seurantavaiheessa (keskimäärin 4,8 kuukautta hoidon päättymisestä, vaihteluväli 1–12 kuukautta) painottamaton efektikoko oli 0,66 ja painotettu efektikoko 0,51, ja hoitoryhmän keskiarvo oli korkeampi kuin 69 %:lla kontrolliryhmästä.

Laadultaan paremmissa tutkimuksissa efektikoko oli pienempi. Kun lapsen ikä nousi, efektikoko kasvoi.

Muita vaikuttavia muokkaavia tekijöitä ei havaittu. Esimerkiksi otoskoko, tapaamiskertojen määrä, tapaamisten määrä/viikko, olivatko lapset hoitoon ohjattuja vai rekrytoimalla tutkimukseen saatuja, kontrolliryhmän tyyppi (ei hoitoa, odotuslista vai attention placebo -lumehoito) ja vaikuttavuuden arvioija eivät olleet tulosta moderoivia tekijöitä. Ryhmä- vs. yksilöinterventioiden eroa ei tutkittu, koska yksilöinterventioita oli niin vähän (neljä 30:stä).

  • Tutkimuksen laatu: heikko
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: hyvä
  • Kommentti: Artikkelissa ei kerrottu, mitä mittareita käytettiin lukuun ottamatta mainintaa antisosiaalisen käyttäytymisen mittareista. Efektikokojen tarkastelussa koeryhmän "keskiarvot" olivat korkeampia kuin kontrolliryhmän. Koska tätä ei pidetty ongelmana, mittauksen on täytynyt kohdentua myönteisiin muutoksiin. Interventioiden sisällöistä mainittiin vihanhallinta, assertiivisuusopetus, kognitiivinen uudelleen strukturointi, sosiaalinen ongelmanratkaisu ja sosiaalisten taitojen opettaminen. Muutosta oli ilmeisesti mitattu näissä taidoissa, mutta tämä oli raportoitu puutteellisesti.

Systemaattisen katsauksen «Armelius BA, Andreassen TH. Cognitive-behavioral t...»5 ensisijainen tarkoitus oli selvittää kognitiivis-behavioraalisen terapian vaikuttavuutta sijoitusympäristössä olevien nuorten antisosiaaliseen käyttäytymiseen.

Tietohauilla ja suorilla kontakteilla alan tutkijoihin paikannettiin 94 tutkimusta, joista 12 täytti valintakriteerit. Näistä 8 oli tehty Yhdysvalloissa, 2 Kanadassa ja 2 Isossa-Britanniassa. Ikäjakauma ulottui 12:sta 22 vuoteen (nuorten keski-ikä mukana olevissa tutkimuksissa oli yleensä 15–16 vuotta), ja mukana oli kumpaakin sukupuolta. Komorbiditeetit eivät olleet mukaan ottamisen este. Sijoitusympäristössä piti olla enemmän kuin 2 henkilökuntaan kuuluvaa aikuista, ts. sijoituskodit ym. kodinomaiset sijoitusympäristöt, joissa oli useita nuoria mutta vain 2 aikuista, jätettiin aineistosta pois.

Interventio oli sijoitusympäristössä toteutettu kognitiivis-behavioraalinen hoito. Pelkkiä behavioraalisia tai pelkkiä kognitiivisia komponentteja sisältäneet interventiot jätettiin pois. Tutkimuksissa ilmoitettujen seurantatietojen ajankohta vaihteli. Minimi oli 6 kuukautta. Tätä systemaattista katsausta varten seurantatiedot jaettiin 3 ryhmään: 6 kuukauden (4 tutkimusta), 12 kuukauden (10 tutkimusta) ja 24 kuukauden (5 tutkimusta) seurantatietoihin.

Mukaan otettiin satunnaistetut kontrolloidut tutkimukset (RCT) ja muut (ei-RCT) tutkimukset, joissa osallistujat oli jaettu ainakin 2 erilaisen kohtelun ryhmään. Satunnaistettuja kontrolloituja tutkimuksia tuli mukaan 5 ja ei-satunnaistettuja vertailuasetelmia 7. Vertailuryhmällä saattoi olla toinen (siis ei kognitiivis-behavioraalinen) hoito, tavanomainen hoito tai ei lainkaan hoitoa. 7 tutkimuksessa vertailuryhmällä oli tavanomainen nuorisovankila-aktiviteettitarjonta. 4:ssä vertailuryhmällä oli jonkinlainen harjoituskoulu. 1 tutkimuksen kohdalla oli epäselvää, oliko vertailuasetelmana koulu vai vankila. Näiden standardikohtelujen lisäksi 4 tutkimuksessa oli myös toinen vertailuryhmä. 3:ssa se oli muu kuin kognitiivis-behavioraalinen hoito ja 1:ssä tutkimuksessa 5 minuutin motivointiopetus. Missään tutkimuksessa arvioijia ei oltu sokkoutettu. 5 tutkimuksessa tutkijat olivat intervention kehittämisen ulkopuolelta. Interventio- ja kontrolliryhmien alkuperäinen vertailukelpoisuus oli tutkimuksissa raportoitu vaihtelevasti.

Ensisijaisina vaikuttavuusmittareina eri tutkimuksissa oli käytetty viranomaisrekisteritietoja ja osallistujien (poliisi, sosiaalitoimi yms.) itse ohjelman jälkeisissä haastatteluissa kertomia rikoskäyttäytymistietoja. Toissijaisia mittareita olivat muun muassa itsekontrollia, psykologista sopeutumista, itsetuntoa, koulunkäyntiä, kognitiivisia ja sosiaalisia taitoja ja ystävyyssuhteita selvittäneet mittaukset ja tiedot.

6 kuukauden seurantatiedot ilmoitettiin 3 RCT-tutkimuksessa ja 1 ei-RCT-tutkimuksessa (yhteensä 560 nuorta). Näiden yhdistetty vetosuhde (OR) oli 0,87 (95 % luottamusväli 0,61–1,25), eli tilastollisesti merkitsevää eroa ryhmien välille ei saatu.

12 kuukauden seurantatiedoissa on mukana 5 RCT- ja 5 ei-RCT-tutkimusta, yli 1 900 nuorta. Vetosuhde näissä analyyseissa oli eri versioissa alueella 0,68 (95 % luottamusväli 0,52–0,90) – 0,81 (95 % luottamusväli 0,67–0,98). Tästä todettiin tilastollisesti merkitsevä efektikokoero kognitiivis-behavioraalisen intervention eduksi, ja se säilyi myös, kun analyysi tehtiin jättäen 2 heikkolaatuisempaa tutkimusta analyysista pois.

24 kuukauden seurantatiedoissa oli mukana 5 tutkimusta, jotka olivat mukana myös 12 kuukauden seuranta-analyyseissa, sekä 1 tutkimus, jossa seurantatiedot oli koottu vähintään 18 kuukauden intervention jälkeen. Vetosuhteet koko aineistossa, vain RCT-tutkimuksissa tai vain ei-RCT-tutkimuksissa, eivät olleet merkitseviä.

Joissakin 12 ja 24 kuukauden seuranta-aikoja käyttäneissä tutkimuksissa mukana oli myös muihin aktiivisiin hoitoihin vertaaminen. Tässä ei tullut esille eroja kognitiivis-behavioraalisen hoidon ja aktiivisten vertailuhoitojen välillä. 12 kuukauden seuranta-aikaa käyttäneitä tutkimuksia oli tässä 2, ja niissä vetosuhde oli 0,52 (95 % luottamusväli 0,22–1,22). 24 kuukauden seurantaa käyttäneissä tutkimuksissa oli toinen myös 12 kuukauden seurantaa käyttäneistä ja yksi yli 18 kuukauden seurantaa käyttänyt, ja näissä vetosuhde oli 1,00 (95 % luottamusväli 0,52–1,92).

  • Tutkimuksen laatu: tasokas
  • Sovellettavuus suomalaiseen väestöön: kohtalainen. Laitosympäristöt ovat Suomessa melko erilaisia kuin tämän tutkimuksen aineistossa (8 tutkimusta Yhdysvalloista, 2 Kanadasta ja 2 Isosta-Britanniasta).
  • Kommentti: Osa aineistosta oli muita kuin RCT-tutkimuksia, mutta tulokset esitettiin erikseen myös vain RCT-tutkimuksista.

Yleinen kommentti:

Kognitiivis-behavioraalinen hoito saattaa myös vähentää käytösoireilua laitosympäristössä, mutta ei ole näyttöä sen vaihtoehtoisia interventioita paremmasta vaikuttavuudesta tässä yhteydessä.

Kirjallisuutta

  1. McCart MR, Priester PE, Davies WH ym. Differential effectiveness of behavioral parent-training and cognitive-behavioral therapy for antisocial youth: a meta-analysis. J Abnorm Child Psychol 2006;34:527-43 «PMID: 16838122»PubMed
  2. Battagliese G, Caccetta M, Luppino OI ym. Cognitive-behavioral therapy for externalizing disorders: A meta-analysis of treatment effectiveness. Behav Res Ther 2015;75:60-71 «PMID: 26575979»PubMed
  3. Sukhodolsky DG, Kassinove H, Gorman BS. Cognitive-behavioral therapy for anger in children and adolescents: a meta-analysis. Aggress Viol Behav 2004;9:247-69
  4. Bennett DS, Gibbons TA. Efficacy of child cognitive-behavioral interventions for anti-social behavior: a meta-analysis. Child Fam Behav Ther 2000;22:1-15
  5. Armelius BA, Andreassen TH. Cognitive-behavioral treatment for antisocial behavior in youth in residential treatment. Cochrane Database Syst Rev 2007;(4):CD005650 «PMID: 17943869»PubMed