Gözlemci Deðerlendirmesiyle Psikoterapiyi
Yarýda Býrakmayý Öngörme: Ön Çalýþma
Prediction of Dropout with Observer Assessment: Preliminary Study
Ý. Volkan Gülüm1, Gonca Soygüt2
1Kln. Psk. Dr., Dumlupýnar Üniversitesi Psikolojik Danýþmanlýk ve Rehberlik Anabilim Dalý, Kütahya 2Prof. Dr., Ýstanbul Þehir Üniversitesi, Psikoloji Bölümü, Ýstanbul
SUMMARY
Objective: The aim of this study was to examine the
Patient-Therapist Interaction Assessment Form (PTIA-F), which was developed to predict psychotherapy dropouts from third session of a psychotherapy process. Method:
The PTIA-F was developed by the authors based on the studies which were focused on therapeutic alliance rup-tures, prevention of psychotherapy dropouts and the relationship between alliance ruptures and dropouts. The PTIA-F has 42 items and score range is between -15 and +27. In parallel with the aim of the study 4 clinical psychologist rated dropped out (n=19,14 female and 5 male, MAge=22.68, SDAge=3.83) and completed psy-chotherapies' (n=20,15 female and 5 male, MAge=28.08, SDAge=7.36) third sessions according to the PTIA-F. Results: The dropout and completed process
groups were not differentiate in terms of Early Close Relationship Inventory-II and Symptom Checklist; thera-peutic alliance rating in 3rd sessions and therapists age. The patients' age was significantly lower in dropout group. Results showed that the PTIA-F has strong inter-rater reliability (ICC=0.50-0.71, F(41,123)=2.02-3.47, p < .01). The t-test result which was conducted to test the PTIA-F between groups, was not statistically significant but there was promising results for the future studies (MDropout=4.26,SDDropout=5.35; MCompleted=3.45 , SDCompleted=3.33). Conclusion: Although the PTIA-F
has promising results to predict psychotherapy dropouts from early phase of psychotherapy process, further stud-ies examining the psychometric propertstud-ies of the instru-ment more comprehensively are needed.
Key Words: Psychotherapy, Patient Dropout, Prevention
ÖZET
Amaç: Yarýda býrakýlacak psikoterapi süreçlerini 3.
seans-ta yapýlacak bir gözlemci deðerlendirmesiyle öngöre-bilmeyi hedefleyen Hasta-Terapist Etkileþimi Deðerlendirme Formu'nun (HTED-F) sýnanmasýdýr.
Yöntem: HTED-F, terapötik ittifakta kýrýlma,
psikotera-pinin yarýda býrakýlmasýný önleme ve bu iki deðiþkenin iliþkisine odaklanan önceki çalýþmalara temellendirilerek oluþturulmuþtur. 4 klinik psikolog, psikoterapi sürecini yarýda býrakan 19 hasta (14 kadýn, OrtYaþ=22.68, SSYaþ=3.83) ile psikoterapi sürecini tamamlayan 20 has-tanýn (15 kadýn, OrtYaþ=28.08, SSYaþ=7.36) 3. seanslarýný video kayýtlarýný HTED-F'ye göre puanlamýþtýr. Bulgular:
Psikoterapisini yarýda býrakan grup ile tamamlayan gru-plardaki hastalarýn Yakýn Ýliþkilerde Yaþantýlar Envanteri-II ve Belirti Ölçeði ön test sonuçlarý; 3. seanslarýn terapötik ittifak deðerlendirmesi ve bu seanslarý yürüten terapist-lerin yaþý açýsýndan farklýlaþmadýðý ancak süreci yarým býrakan hastalarýn yaþýnýn süreci tamamlayan hastalarýn yaþýna göre anlamlý düzeyde daha düþük olduðu görülmüþtür. Analiz sonuçlarý HTED-F'nin yargýcýlar arasý güvenirliðinin güçlü (ICC=0.500.71, F(41, 123) = 2.02 -3.47, p <.01) olarak deðerlendirilebileceðini göster-miþtir. HTED-F'nin gruplarý birbirinden ayýrt edip etmediðini deðerlendirmek üzere yapýlan t-test sonuçlarý istatistiksel olarak anlamlý çýkmasa da HTED-F'nin gruplarý ayrýþtýrabilme potansiyelini ortaya koymuþtur (OrtPYB=4.26, SSPYB=5.35; OrtTamamlayan=3.45, SSTamamlayan=3.33) Sonuç: Psikoterapiyi yarýda
býrak-mayý terapi süreçlerinin baþýnda seans içi düzeyde deðer-lendirme ve öngörebilmek adýna geliþtirilen HTED-F'nin baþlangýç için umut verici sonuçlar verdiði ancak ilerideki çalýþmalarda daha kapsamlý psikometrik incelemelere ihtiyaç olduðu görülmüþtür.
Anahtar Sözcükler: Psikoterapi, Psikoterapiyi Yarýda
Býrakma, Önleme
(Klinik Psikiyatri 2017;20:96-103.) DOI: 10.5505/kpd.2017.75047
GÝRÝÞ
Ruh saðlýðý tedavisi ihtiyacý olanlarýn ve tanýla-nabilir sorunlarý olan insanlarýn sadece %11'inin tedaviye baþvurduðu; taný alamayacak olsa da çeþitli ruh saðlýðý sorunlarý yaþayan insanlarýn ise sadece %2'sinin tedavi arayýþý içinde olduðu belir-tilmektedir (1). Psikoterapi randevusu alýp ilk seansa dahi gelmeyen hastalarýn oranýnýn ise %50'ye kadar çýktýðý bilinmektedir (2). Seanslara gelen hastalarýn bir kýsmý da psikoterapilerini erken sonlandýrmaktadýr. Psikoterapinin yarýda býrakýlmasý (PYB) alan yazýnda tartýþýlmaya baþlanan bir konudur. PYB'yi özetle, hastanýn tedaviye baþlamasý ancak kendisini tedaviye getiren sorunlarýndan kurtulmadan tedaviyi býrakmasý olarak tanýmlamak mümkündür (3, 4). Yapýlan çalýþmalar PYB'nin yaygýn ve önemli bir sorun olduðunu ortaya koymaktadýr (5). PYB, terapist ve iliþki deðiþkenlerinin bir arada incelendiði ve bir meta analiz çalýþmasý (6), 10.452 hastayý kapsayan 30 çalýþmanýn ortalama PYB oranýnýn %35 olduðunu ve çalýþmalarýn PYB oranlarýnýn %16 ile % 69 arasýnda deðiþtiðini göstermiþtir.
PYB ile iliþkili deðiþkenleri iki genel sýnýfta incele-mek mümkündür: (1) terapiye ve terapiste, (2) has-taya iliþkin deðiþkenler. Örneðin, terapistlerin deneyimi, eðitimi ve becerileri, somut ve duygusal olarak destekleyici olmalarý PYB oranlarýný belirleyen terapist deðiþkenleri olarak öne çýkarken; terapötik ittifakýn niteliði, hastanýn mem-nuniyetsizliði ve terapi öncesi hazýrlýklýlýk PYB oranlarýný etkileyen diðer deðiþkenler olarak dikkat çekmektedir (7). Hastalara iliþkin deðiþkenler ise yakýn zamanlý bir çalýþmada ele alýnmýþtýr (8). Yaþ, cinsiyet, etnik köken, eðitim seviyesi ya da medeni durumdan baðýmsýz olarak hastanýn sürece iliþkin tercihlerinin süreçle örtüþmesinin daha iyi terapi sonucu ve daha az PYB oranýyla iliþkili olduðu görülmüþtür. Sonuçlar hiçbir hasta deðiþkeninin hastanýn tercihleri, terapi sonucu ve PYB oraný arasýndaki iliþkiyi etkilemediðini göstermiþtir. Yani terapi tercihlerini deðerlendirmek ve uyarlamak yaþ, cinsiyet, etnisite, medeni durum ve eðitim seviyesinden baðýmsýz olarak her hasta için eþit derecede önem taþýmaktadýr. Hasta deðiþkenlerine iliþkin öne çýkan bir diðer bulgu ise, hastanýn, genç, kadýn, az eðitimli, etnik azýnlýk ve/veya düþük sosyo ekonomik düzeyden olmasýna baðlý olarak PYB
olasýlýðýnýn arttýðý ile iliþkilidir (6).
PYB'nin, hastanýn kendisi, terapist, terapi ortamýnýn saðlandýðý kurumlar ve toplum açýsýndan ciddi olumsuz etkileri olduðu vurgulanmaktadýr (9); terapi sonucu olumsuz etkilenmekte (9); servis saðlayýcýlar açýsýndan gelir ve zaman kaybý, baþarýsý-zlýk hissi, moral çöküntüsü gibi etkileri bulunmak-tadýr (6, 10, 11, 12). Ayrýca PYB olgusunun anlaþýl-masýnýn diðer bir önemi de terapiye devam eden hastalara göre, terapiyi býrakan hastalarýn, uzun erimde, süreðen hastalýklardan mustarip hastalar olma olasýlýðýnýn olmasýdýr (6). Bu baðlamda, PYB'nin önlenmesine yönelik olarak çeþitli öneri-lerin olduðu bilinmektedir ancak PYB'yi önleye-bilmek için ilk adým bunun ardýndaki mekanizmayý anlamak ve PYB'yi öngörebilmektir.
Bu çalýþmanýn amacý PYB olabilecek terapi süreç-lerini, terapötik ittifakýn oluþmaya baþladýðý zaman-lar olan (13), psikoterapi sürecinin baþýnda tespit edebilmeye olanak saðlamak için bir gözlemci formu oluþturmak ve bu forma iliþkin öncül analiz-leri yapabilmektir.
GEREÇ VE YÖNTEM Örneklem
Gözlemciler: Hacettepe Üniversitesi Psikoterapi Araþtýrmalarý Laboratuvarý'nýn (HÜPAL) birer üyesi olan 4 gözlemcinin tümü klinik psikoloji dok-tora öðrencisidir. Gözlemcilerin tamamý kadýndýr (OrtYaþ= 25.5, SSYaþ=0.58). Gözlemcilerin lisans eðitimleri üzerine aldýklarý klinik psikoloji eðiti-minin ortalama süresi 3.5 yýldýr (SS=0.58). Gözlemcilerin tümü Biliþsel Davranýþçý Terapi ve Þema Terapi yaklaþýmlarýnda kuramsal ve uygula-malý eðitimler almýþlardýr ve gözlemlerin yapýldýðý dönemlerde ilgili yaklaþýmlarla hasta takibi yap-maktaydýlar. Deðerlendirme sürecinden önce gözlemcilere eðitim verilmiþ ve örnek bazý görün-tüler izlenerek deðerlendirme uygulamasý yapýlmýþtýr. Yargýcýlar arasý güvenirlik ile ilgili hesaplamalar ilgili bölümünde ayrýntýlý olarak sunulmuþtur.
Seanslar: HÜPAL'de takip edilen vakalar Hacettepe Üniversitesi Týp Fakültesi Yetiþkin Psikiyatri Bölümü ya da Hacettepe Üniversitesi Beytepe Saðlýk Merkezi'nden yönlendirilmektedir. Terapiler, klinik psikolojide ve psikoterapi alanýnda 15-25 yýllýk terapi ve süpervizyon deneyimi olan öðretim üyeleri tarafýndan süpervize edilen ve lisansüstü eðitimine devam etmekte olan klinik psikologlar ve klinik psikolog adaylarý tarafýndan yürütülmektedir. Deðerlendirilen seanslarýn bilgi-leri Tablo 1'de ayrýntýlý olarak gösterilmiþtir. Araçlar
Terapötik Ýttifak Ölçeði-Hasta ve Terapist Formu (TÝÖ): Yedili likert tipinde (1: Hiçbir Zaman, 7: Her zaman) 36 maddeden oluþan ölçeðin hasta ve terapist formlarý bulunmaktadýr (14), Ölçek, Bordin'in kuramlar üstü terapötik ittifak kavram-sallaþtýrmasýna (15) uygun olarak 12'þer maddeden oluþan üç alt faktöre ayrýlmýþtýr: görev ("Sorunumu ele alma yollarýmýzýn doðru olduðuna inanýyo-rum."), amaç ("Terapistim ve ben, ortak hedefler-imize doðru ilerliyoruz.") ve bað ("Terapistim ve ben birbirimize güveniyoruz."). Türkçe uyarlama çalýþmasýnda hasta ve terapist formlarýnýn iç tutar-lýlýk deðerleri sýrasýyla 0.90 ve 0.96'dýr (16). Ölçek-ten alýnan puanlar arttýkça terapötik ittifakýn niteliðinin de arttýðý düþünülmektedir. Ölçek genel bir terapötik ittifak puaný verebileceði gibi alt fak-törlerin ayrý ayrý deðerlendirilmesi de mümkündür.
Belirti Tarama Listesi (SCL-90):SCL-90, psikolo-jik sorunlarý ve psikopatolopsikolo-jik belirtileri tarama amacýyla oluþturulmuþ 90 maddeden oluþmakta ve 5'li likert türü (1: Hiç, 5: Ýleri Düzeyde) ölçek üzerinde puanlanmaktadýr (17). Dokuz alt boyut-tan oluþan araçta (Somatizasyon, Obsesif-kompul-sif, Kiþilerarasý duyarlýk, Depresyon, Kaygý, Düþmanlýk, Fobik kaygý, Paranoid düþünce, Psikotizm) ayrýca bir ek ölçek yer almaktadýr ve ölçekte 3 genel puan (genel belirti düzeyi, pozitif belirti düzeyi ve pozitif belirti toplamý) hesaplan-abilmektedir. Ölçeðin Türkçe formunun Cronbach alfa deðeri 0.97'dir (18). "Baþ aðrýsý", "Bir neden olmaksýzýn aniden korkuya kapýlma" gibi maddeleri olan ölçekten alýnan puan arttýkça ilgili alandaki belirtiselliðin de arttýðý düþünülmektedir.
Yakýn Ýliþkilerde Yaþantýlar Envanteri-II (YÝYE-II): Fraley, Waller ve Brennan (19) tarafýndan geliþtirilen ölçekte 18'i kaygý ("Birlikte olduðum kiþiyi kaybetmekten korkarým"), 18'i kaçýnma ("Gerçekte ne hissettiðimi birlikte olduðum kiþiye göstermemeyi tercih ederim").alt faktöründe olmak üzere yedili likert tipinde (1: Hiç katýlmýyo-rum, 7: Tamamen katýlýyorum) toplam 36 madde vardýr. Türkçe formun kaçýnma ve kaygý alt boyut-larýnýn Cronbach Alfa katsayýlarý sýrasýyla 0.90 ve 0.86'dýr (20). Ölçekten alýnan puanýn artmasý ilgili boyutla baðlantýlý olarak güvensiz baðlanmanýn art-týðýný düþündürmektedir.
Tablo 1. Deðerlendirilen Terapi Süreçlerine Ýliþkin Betimsel Veriler
Terapistin Eðitimi Terapi Yaklaþýmý Terapistin Cinsiyeti Terapistin Yaþý Hastanýn Cinsiyeti Hastanýn Yaþý SCL-90 Ön Ölçüm P Y B ( n = 1 9 ) 12 (%63.2) YL Öðrencisi 7 (%36.8) Doktora Öðrencisi 7 (%36.8) BDT 5 (%26.3) ÞT 7 (%36.8) Psikodinamik 18 (%94.7) Kadýn 1 (%5.3) Erkek Ranj = 23-28 Ort. = 24.79 SS = 1.42 14 (%73.7) Kadýn 5 (%26.3) Erkek Ranj = 19-32 Ort.= 22.68 SS = 3.83 Ranj = 0.47-3.34 Ort. = 1.77 SS = 0.76 T a m a m la n a n ( n = 2 0 ) 13 (%65) YL Öðrencisi 7 (%35) Doktora Öðrencisi 11 (%55) BDT 5 (%25) ÞT 4 (%20) Psikodinamik 18 (%90) Kadýn 2 (%10) Erkek Ranj = 23-28 Ort. = 24.69 SS = 1.14 15 (%75) Kadýn 5 Erkek (%25) Ranj = 29 - 47 Ort. = 28.08 SS = 7.36 Ranj = 0.60 - 3.16 Ort. = 1.57 SS = 0.78 SCL-90: Kýsa Belirti Ölçeði, YL: Yüksek Lisans Öðrencisi, BDT: Biliþsel Davranýþçý Terapi, ÞT: Þema Terapi
Hasta Terapist Etkileþimleri Deðerlendirme Formu (HTED-F): 42 maddelik form üç temel parçaya ayrýlmýþtýr: Hasta Davranýþlarý (HD, 17 madde, "Hasta, terapist hakkýnda yakýnmalarda bulunur"), Olumsuz Terapist Davranýþlarý (OzTD, 10 madde, "Terapist hastaya karþý yargýlayýcý ifade-ler kullanýr") ve Olumlu Terapist Davranýþlarý (OTD, ters puanlanan 15 madde, "Terapist, has-tanýn terapi süreci ve/veya geleceðe dair umudunu güçlendirmek üzere açýklamalarda bulunur"). Form, 0-1 (Yok/Var) þeklinde puanlanýr ve formdan alýnabilecek toplam puan -15 ile +27 arasýndadýr. Alýnan puanýn artmasýnýn PYB ile iliþkili olabile-ceði varsayýlmaktadýr. Bir seansýn HTED-F puaný hesaplanýrken HD ve OzTD'den alýnan puanlarýn toplamýndan OTD puanlarý çýkartýlmalýdýr. 0 puan bir davranýþýn o seansta hiçbir þekilde görülmediði anlamýna gelirken 1 puan o davranýþýn gözlem-lenebildiði anlamýna gelmektedir. Formu oluþturan maddeler terapötik ittifakta kýrýlma (21), PYB'yi önleme (22) ve kýrýlma ve PYB arasýndaki iliþkiye odaklanan çalýþmalardan alýnmýþtýr (23).
Ýþlem
Çalýþma için Hacettepe Üniversitesi Etik Kurul'undan izin alýnmýþtýr. Gözlemcileri aracýn kullanýmý hakkýnda eðitim verilmiþ daha sonra da 3 ayrý seansýn baðýmsýz olarak deðerlendirilmesi istenmiþtir. Ardýndan veri havuzunda yer alan ve PYB ile sonuçlanan süreçler ile tamamlanan süreç-lerin 3. seanslarýnýn görüntü kayýtlarý deðer-lendirilmek üzere gözlemcilere iletilmiþtir. Alan yazýnda 3. seansýn terapötik ittifak gibi önemli süreçler için kritik olduðunu vurgulandýðýndan (13). oluþturulan formun sýnanabilmesi amacýyla PYB ile sonuçlanan süreçlerin 3. seanslarý ile PYB olmayan süreçlerin 3. seanslarýnýn gözlemciler aracýlýðýyla deðerlendirilmesi yapýlmýþtýr.
BULGULAR
Yargýcýlar Arasý Güvenirlik
Yargýcýlar arasý uzlaþým düzeyi, Sýnýf-Ýçi Korelasyon Katsayýsý (ICC) tekniði kullanýlarak hesaplanmýþtýr. Güvenirlik katsayýlarý, tüm yargýcýlarýn deðer-lendirdiði üç farklý seans için iki yönlü seçkisiz etki (two-way random effect) ICC mutlak uzlaþým
yön-temi kullanýlarak hesaplanmýþtýr. Analizler sonu-cunda elde edilen deðerler Tablo 2'de göste-rilmiþtir.
Analiz sonuçlarý her üç örnekte de yargýcýlar arasýndaki uyumun anlamlý olduðunu (ICC=0.50-0.71, F(41, 123)=2.02-3.47, p< .01) göstermiþtir. Bu uyum düzeylerinin ise orta ile güçlü bir uzlaþým düzeyi arasýnda olduðu söylenebilmektedir (24). PYB Olan ve Olmayan Süreçlerin Bazý Deðiþkenler Açýsýndan Karþýlaþtýrýlmasý
PYB olan ve olmayan süreçlere ait terapi öncesi deðiþkenlerin ve üçüncü seanstaki hasta ve terapist ittifakýnýn farklýlaþýp farklýlaþmadýðýný görebilmek için bir dizi t-testi ve varyans analizi yapýlmýþtýr. Gruplardaki hasta ve terapistlerin yaþlarýnýn fark-lýlaþýp farklýlaþmadýðýný görmek amacýyla iki ayrý baðýmsýz gruplar için t-test analizi yürütülmüþtür. Analiz sonuçlarýnýn özeti Tablo 3'te verilmiþtir. Levene testi terapistlerin yaþlarý için gruplar arasýn-daki varyanslarýn eþit olduðu sonucunu vermiþtir. T-test sonucu da gruplar arasýnda fark olmadýðýný göstermiþtir, t(37)= -0.24, p>.05. Buna göre PYB olan gruptaki terapistlerin yaþý (Ort.=24.79, SS=1.42) ile PYB olmayan gruptaki terapistlerin yaþý arasýnda (Ort.=24.69, SS=1.14) istatistiksel olarak anlamlý bir fark yoktur. Hastalarýn yaþlarý için, Levene testi gruplar arasýndaki varyansýn eþit olmadýðý sonucunu vermiþtir. T-test sonucu ise gruplardaki hastalarýn yaþlarý arasýnda anlamlý bir fark olduðunu göstermiþtir, t(28.89)=2.89, p < .01. Buna göre PYB olan gruptaki hastalarýn yaþý (Ort. =22.68, SS=3.83), PYB olmayan gruptaki hasta-larýn yaþýndan (Ort.=28.08, SS=7.36) anlamlý olarak daha düþüktür.
Gruplarýn ön ölçüm SCL-90 puanlarý açýsýndan farklýlaþýp farklýlaþmadýðýna bakmak için baðýmsýz gruplar için t-test analizi yürütülmüþtür. Analiz sonuçlarýnýn özeti Tablo 3'te verilmiþtir. Levene testi, gruplar arasýndaki varyanslarýn eþit olduðunu sonucunu vermiþtir. T-test sonucu ise gruplar arasýnda fark olmadýðýný göstermiþtir, t(37)=-0.503, p > .05. Buna göre PYB olan grup (Ort.= 1.60, SS=0.78) ile PYB olmayan grup arasýnda (Ort. = 1.72, SS = 0.76) SCL-90 puanlarý açýsýndan
istatistiksel olarak anlamlý bir fark yoktur.
Gruplarýn ön ölçüm YÝYE-II puanlarý açýsýndan farklýlaþýp farklýlaþmadýðýna bakmak için tek yönlü MANOVA analizi yürütülmüþtür. Ýliþkili betimsel verilerinin özeti Tablo 4'te yer almaktadýr. Sonuçlar gruplar arasýnda anlamlý bir fark olmadýðýný göster-miþtir, Wilks' = 0.96, F(2,36) =0.67, p> .05. Buna göre PYB olan grup (Ort. = 4.66 - 3.54, SS = 1.03 -.96) ile PYB olmayan grup arasýnda (Ort. = 4.33-3.76, SS =1.06 - 1.17) istatiksel olarak anlam-lý bir fark yoktur.
Gruplarýn deðerlendirilen seanslarýna iliþkin te-rapötik ittifak ölçümlerinin farklýlaþýp farklýlaþ-madýðýna bakmak için tek yönlü MANOVA analizi yürütülmüþtür. Ýlgili betimsel verilerinin özeti Tablo 4'te yer almaktadýr. Sonuçlar gruplar arasýn-da anlamlý bir fark olmadýðýný göstermiþtir, Wilks' = 0.97, F(2,36)=0.53, p>.05. Buna göre PYB olan grup (Ort. = 5.81 - 5.52, SS = 0.48 - 0.83) ile PYB olmayan grup arasýnda (Ort. = 5.66 - 5.56, SS = 0.61 - 0.64) istatistiksel olarak anlamlý bir fark yoktur.
PYB Olan ve Olmayan Süreçlerin HTED-F Açýsýndan Karþýlaþtýrýlmasý
HTED-F'nin PYB olan ve olmayan terapi süreç-lerini ayýrt edip edemeyeceðini görebilmek için baðýmsýz gruplar için t-test analizi yürütülmüþtür. Analiz sonuçlarýnýn özeti Tablo 3'te verilmiþtir. Levene testi gruplar arasýndaki varyanslarýn eþit olduðu sonucunu vermiþtir. T-test sonucu ise gru-plar arasýnda fark olmadýðýný göstermiþtir, t(37)= 0.57, p > .05. Buna göre PYB olan grup (Ort.= 4.26, SS = 5.35) ile PYB olmayan grup arasýnda (Ort.=3.45, SS=3.33) HTED-F puanlarý açýsýndan istatistiksel olarak anlamlý bir fark yoktur.
TARTIÞMA
Alan yazýnda yer alan bilgiler incelendiðinde PYB'yi öngörmek üzere çeþitli deðiþkenlerin ele alýndýðý ancak buna dair bulgular arasýnda bir tutar-lýlýk olmadýðý dikkat çekmektedir. Ayrýca, terapist deneyimi, hastanýn tercihleri gibi deðiþkenlerin "seans içi" deðil "seans dýþý" deðiþkenler olduðu söylenebilir. Bizim çalýþmamýzda ise hasta terapist etkileþimleri, "seans içi" düzeyde incelenmiþ ve Tablo 2. ICC Deðerleri
Boyut Cronbach Alfa %95 Güven Aralýðý Sd1 Sd2 F p ICC Ortalama Örnek 1 0.71 0.71 (0.54 -0.83) 41 123 3.47 .000 Örnek 2 0.71 0.71 (0.53 - 0.83) 41 123 3.47 .000 Örnek 3 0.50 0.50 (0.20 - 0.70) 41 123 2.02 .002
Tablo 3. PYB Olan ve Olmayan Gruplardaki Terapist ve Hastalarýn Yaþlarýnýn, SCL -90 ve HTED -F Puanlarýnýn Karþýlaþtýrýlmasýna Yönelik Baðýmsýz Gruplar Ýçin T -Test Sonuçlarý
Gruplar 95% Güven
Aralýðý Ortalama Farký Tamamlanan PYB Olan
Ort. SS n Ort. SS n t Sd p
Terapistlerin Yaþý 24.69 1.14 20 24.79 1.42 19 -0.93, 0.74 -.24 37 .81 Hastalarýn Yaþý 28.08 7.36 20 22.68 3.83 19 1.58, 9.21 2.89 28.89 .007 SCL-90 1.72 0.76 20 1.60 0.78 19 -0.63, 0.38 -0.50 37 .62 HTED-F 3.45 3.33 20 4.26 5.35 19 -2.06, 3.69 0.57 37 .57 SCL-90: Belirti Tarama Listesi, HTED -F: Hasta Terapist Etkileþimi Deðerlendirme Formu
konuya farklý bir bakýþ açýsýyla yaklaþmak hedeflen-miþtir. Bu þekilde bir yaklaþýmýn izlenmiþ olmasýnýn nedenleri arasýnda (a) terapist ya da süpervizör-lerin en kolay þekilde müdahale edebileceði alanýn hastanýn ya da terapistin terapiye getirdiði deðiþkenler deðil terapi seansýnýn kendisi olmasý, dolayýsýyla bu alana yönelik müdahalelerin sonuçlarýný daha kýsa vadede görmenin olanaklý olmasý; (b) alan yazýnda yer alan terapötik ittifak ve PYB arasýndaki iliþkiyi gösteren güçlü bulgularýn (7, 25, 26, 27). seans içi etkileþimin önemini öne çýkarmasý ve (c) Swift ve arkadaþlarýnýn (22) PYB'yi önlemek, PYB oranlarýný azaltmak üzere yaptýðý uygulama önerilerinin seans içi düzeyde olmasý yer almaktadýr.
Yargýcýlar arasý güvenirlik hesaplamalarý göster-miþtir ki çalýþmada yer alan yargýcýlarýn tutarlýlýk-larý orta ve güçlü düzeydedir (24). PYB olan süreçlerle karþýlaþtýrmak üzere çalýþmaya dahil ettiðimiz tamamlanan süreçlerin terapi sonucuna dair bir bilgimiz bulunmamaktadýr. Son ölçümlerin gözetilmesinin daha rafine bilgiler saðlayabileceði yönünde bulgular (26) mevcut olsa da PYB olmayan gruptaki bazý hastalara ait ölçümlerin eksik olmasýndan dolayý "sonuç" deðiþkenlere yöne-lik (iyi, kötü, deðiþim yok gibi) bir deðerlendirme yapýlamamýþtýr.
HTED-F'nin ayýrýcý gücü sýnanmadan önce gruplarýn bazý özellikleri karþýlaþtýrýlmýþtýr. Analizler sýrasýnda terapistlerin yaþýnýn gruplar arasýnda anlamlý bir biçimde farklýlaþmadýðý ancak PYB olan gruptaki hastalarýn yaþlarýnýn PYB olmayan gruptaki hastalarýn yaþlarýna göre daha düþük olduðu görülmüþtür. Her iki gruptaki hasta-larýn cinsiyetlerine iliþkin frekanslar neredeyse ayný
olmakla birlikte hastalarýn çoðunluðunun kadýn olduðu da görülmektedir. Hastalarýn kadýn ve daha genç olmasýnýn PYB oranlarýný arttýrabileceði yönündeki bilgi (6) ýþýðýnda bunun PYB olan ve olmayan süreçleri farklýlaþtýrmýþ olabileceði deðer-lendirmeye alýnmalýdýr. Ancak bu bilgiye de þüpheyle yaklaþmakta fayda vardýr, çünkü yaþýn ve cinsiyetin PYB oranlarýna etki ettiðine dair çeliþkili bulgular da mevcuttur (8).
HTED-F'nin ayýrýcý gücünü sýnamak için yapýlan analizin sonucu anlamlý çýkmamýþtýr yani HTED-F'nin her iki grubu birbirinden istatistiksel olarak anlamlý bir biçimde ayýramamýþtýr. Ancak her iki grubun HTED-F puanlarýnýn ortalama deðerleri göz önüne alýndýðýnda gelecekte yapýlabilecek çalýþmalarda HTED-F'nin geliþtirilerek kullanýla-bilmesinin mümkün olduðu da düþünülmektedir. Her iki grubun istatistiksel olarak ayrýþmamasýnýn çeþitli nedenleri olabilir: (i) Gözlemcilere verilen eðitim ve yönerge yetersiz kalmýþ olabilir. (ii) Deðerlendirilen süreçlerin terapötik ittifak açýsýn-dan farklýlaþmadýðý da dikkate alýnmalýdýr. HTED-F' genel olarak terapötik ittifaka benzer bir süreç olan hasta-terapist etkileþimine odaklanmýþ olmasý anlamlý farkýn ortaya çýkmamasýnýn olasý nedenleri arasýndadýr. (iii) Gözlemcilerden gelen geri bildirimler arasýnda, üçüncü seanslarýn daha çok "teknik" seanslar olduðu, bu seanslarýn yaklaþým tanýtma ya da hikâye alma gibi görece yapý-landýrýlmýþ bir biçimde ilerleme gibi bir özelliði olduðu; bu nedenle de 3. seanslarýn, HTED-F açýsýndan deðerlendirilmesinin zorlayýcý bir süreç olduðu bilgisi yer almaktadýr. Bu geribildirim de gruplar arasýnda fark yaratabilecek davranýþlarýn bu seanslarda gözlemlenememiþ olduðuna dair
Tablo 4. YÝYE -II Puanlarýna Ýliþkin Betimsel Veriler
YÝYE-II: Yakýn Ýliþkilerde Yaþantýlar Envanteri, TÝÖ -H: Terapötik Ýttifak Ölçeði Hasta Formu, TÝÖ-T: Terapötik Ýttifak Ölçeði Terapist Formu
Tamamlanan PYB Olan
Ort. SS n Ort. SS n
YÝYE-II Kaygý 4.33 1.06 20 4.66 1.03 19
YÝYE-II Kaçýnma 3.76 1.17 20 3.65 0.96 19
TÝÖ-H (3. Görüþme) 5.66 0.61 20 5.81 0.48 19
PROOF
bilgi saðlamaktadýr. Ýleride yapýlacak çalýþmalarda en azýndan ilk üç seansýn gözlemciler tarafýndan deðerlendirilmesi ve seanslarýn ayýrt ediciliðinin sýnanmasý yararlý olacaktýr.
Daha önce çeþitli biçimlerde PYB'yi öngörmenin mümkün olup olmadýðýnýn sýnandýðý bilinmektedir. Örneðin, Psikoterapi Beklenti Envanteri kul-lanýlarak, süreçlerin baþýnda PYB oraný tahmin edilmeye çalýþýlmýþ (28) ya da eldeki demografik bilgiler ýþýðýnda böyle bir saptama yapmaya çalýþýlmýþtýr (8, 29, 30, 31, 32). Ancak seans içi hasta-terapist etkileþimi ile PYB'yi öngörmeye yönelik yalnýzca bir çalýþmanýn varlýðý bilinmemek-tedir (33). Bu çalýþmada da psikoterapi sürecinin baþýndaki hasta-terapist etkileþimleri kullanýl-mamýþtýr. Bu bilgiler ýþýðýnda, HTED-F benzeri bir aracýn PYB'yi öngörebilmek amacýyla ilk defa kul-lanýlmýþ olabileceði düþünülmektedir. Bu açýdan HTED-F'nin umut vadeden bir araç, elde edilen bulgularýn bir ön çalýþma için tatmin edici ve ilerideki çalýþmalarýn buradan elde edilen bilgi ve bulgular üzerinde temellenmesinin mümkün olduðu söylenebilir.
Psikoterapi araþtýrmalarýnýn önemli sorunlarýndan biri olan örneklem darlýðý bu araþtýrma için de bir sorun olmuþ olabilir. HTED-F açýsýndan gruplarýn ortalama puanlarý arasýnda bir farkýn olmasý ancak bu farkýn istatistiksel olarak anlamlý olmamasýnýn nedenlerinden biri HTED-F'nin ayýrt edici gücün-deki olasý zayýflýða ek olarak örneklemimizde yer alan süreçlerin sayýsýnýn kýsýtlý olmasý olabilir. Her ne kadar terapi yaklaþýmýnýn PYB oranlarýna etki etmediðine dair bulgular olsa da (34), gruplardaki terapi yaklaþýmlarýnýn dengelenmemiþ olmasý ve her bir terapi yaklaþýmýna dair görece az sayýda süreç olmasý elde edilen sonuçlarýn genellenebilir-liðini azaltmýþ olabilir. Benzer bir durum hastalarýn yaþlarý arasýndaki farklýlaþma için de geçerlidir. Hastalarýn yaþlarýnýn da kontrol edildiði bir araþtýr-ma ve istatistiksel analiz yöntemi benimsemek ileride yapýlacak çalýþmalarýn gücünü arttýracaktýr. Son olarak, PYB olmayan grubun, "iyi sonuç", "kötü sonuç", "deðiþim yok" gibi ayrýþtýrýlmamýþ olmasý da araþtýrma sonunda HTED-F açýsýndan gruplar arasýnda bir fark çýkmamasýna neden olmuþ ola-bilir. HTED-F açýsýndan PYB olan gruplar ile tamamlanan ancak "kötü sonuç" ve "deðiþim yok"
olarak gruplanan süreçler arasýnda bir fark olma-masý ancak "iyi sonuç" olarak gruplanabilen süreçler açýsýndan bu þekilde bir farklýlýðýn ortaya çýkmasý olasýdýr. Ýlerideki araþtýrmalarýn, özellikle bu konuyu göz önünde bulundurmasý yararlý ola-caktýr.
*Bu çalýþma birinci yazarýn ikinci yazar danýþman-lýðýnda yürüttüðü doktora tezinin bir parçasýdýr. Çalýþmada bahsi geçen araç birinci yazardan edinilebilir.
Yazýþma adresi: Kln. Psk. Dr. Ý. Volkan Gülüm, Dumlupýnar Üniversitesi Psikolojik Danýþmanlýk ve Rehberlik Anabilim Dalý, Kütahya volkanglm@gmail.com
PROOF
KAYNAKLAR 1. Vogel DL, Wade NG, Hackler AH.. Perceived public stigma
and the willingness to seek counseling: The mediating roles of self-stigma and attitudes toward counseling. J Couns Psychol 2007; 54: 40-50.
2. Garfield SL Research on client variables in psychotherapy. AE Bergin, SL Garfield (eds.), Handbook of psychotherapy and behavior change, fourth ed., New York, Wiley & Sons, 1994, p. 190-228.
3. Hatchett GT, Park HL Comparison of four operational defi-nitions of premature termination. Psychotherapy 2003; 40:226-231.
4. Swift JK, Callahan JL,Levine JC. Using clinically significant change to identify premature termination. Psychotherapy 2009; 46:328-335.
5. Barrett MS, Chua WJ, Crits-Christoph P, Gibbons MB, Casiano D, Thompson D. Early withdrawal from mental health treatment: Implications for psychotherapy practice. Psychotherapy 2008; 45:247-267.
6. Baekeland F, Lundwall L. Dropping out of treatment: A cri-tical review. Psychol Bull 1975; 82:738-783.
7. Roos J, Werbart A. Therapist and relationship factors influ-encing dropout from individual psychotherapy: A literature review. Psychother Res 2013; 23:394-418.
8. Swift JK, Callahan JL, Ivanovic M, Kominiak N. Further examination of the psychotherapy preference effect: A meta-regression analysis. J Psychother Integr 2013; 23:134-145. 9. Swift JK, Greenberg RP. Premature discontinuation in adult psychotherapy: A meta-analysis. J Consult Clin Psychol 2012; 80:547-559.
10. Klein EB, Stone WN, Hicks MW, Pritchard IL. Understanding dropouts. J Ment Health Couns 2003; 25:89. 11. Piselli A, Halgin RP, MacEwan GH. What went wrong? Therapists' reflections on their role in premature termination. Psychother Res 2011; 21:400-415.
12. Sledge WH, Moras K, Hartley D, Levine M. Effect of time-limited psychotherapy on patient dropout rates. Am J Psychiatry 1990; 147:1341-1347.
13. Stiles WB, Goldsmith JZ. The alliance over time. JC Muran, JP Barber (eds.), The therapeutic alliance: An evidence-based guide to practice, New York, The Guilford Press, 2010, p.44-62. 14. Horvath AO, Greenberg LS. Development and validation of the working alliance inventory. J Couns Psychol 1989; 36:223-233.
15. Bordin ES. The generalizability of the psychoanalytic con-cept of the working alliance. Psychotherapy 1978; 16:252-260. 16. Soygüt G, Iþýklý S. Terapötik Ýttifakýn deðerlendirilmesi: Terapötik Ýttifak ölçeði'nin güvenilirlik ve geçerlik çalýþmasý. Turk Psikiyatri Derg 2008; 19:398-408.
17. Deragotis LR. SCL-R-90: Administartion, Scoring and Procedures Manual, Baltimore, Clinical Psychometrics Research, 1977.
18. Dað Ý. Belirti tarama listesi (scl-90-r)'nin üniversite öðrenci-leri için güvenirliði ve geçerliði. Turk Psikiyatri Derg 1991; 2:5-12.
19. Fraley RC, Waller NG, Brennan KA. An item response the-ory analysis of self-report measures of adult attachment. J Pers Soc Psychol 2000; 78;350-365.
20. Selcuk E, Gunaydin G, Sumer N, Uysal A. Yetiþkin baðlan-ma boyutlarý için yeni bir ölçüm: Yakýn Ýliþkilerde yaþantýlar envanteri-ii'nin türk örnekleminde psikometrik açýdan deðer-lendirilmesi. Türk Psikoloji Yazýlarý 2005; 8:1-11.
21. Eubanks CF, Muran JC, Safran JD. Rupture Resolution Rating System (3RS): Manual. Yayýnlanmamýþ yönerge, New York, Mount Sinai-Beth Israel Medical Center, 2015.
22. Swift JK, Greenberg RP, Whipple JL, Kominiak N. Practice recommendations for reducing premature termination in the-rapy. Prof Psychol Res Pr 2012; 43:379-387.
23. Gülüm ÝV. Psikoterapinin Yarýda Býrakýlmasý (PYB) ve Terapötik Ýttifakýn Niteliksel Olarak Ýncelenmesi: Seans Ýçi Hasta-Terapist Etkileþimleri Ýle PYB'yi Öngörebilmek Mümkün Mü? Yayýnlanmamýþ Doktora Tezi, Ankara, Hacettepe Üniver-sitesi, Sosyal Bilimler Enstitüsü, 2015.
24. Landis JR, Koch GG. The measurement of observer agree-ment for categorical data. Biometrics 1977; 33:159-174. 25. Robbins MS, Liddle HA, Dakof GA, Turner CW, Alexander JF, Kogan SM. Adolescent and parent therapeutic alliances as predictors of dropout in multidimensional family therapy. J Fam Psychol 2006; 20:108-116.
26. Samstag LW, Batchelder ST, Muran JC, Safran JD, Winston A. Early identification of treatment failures in short-term psy-chotherapy: An assessment of therapeutic alliance and interper-sonal behavior. J Psychother Pract Res 1998; 7:126-143. 27. Sharf J, Primavera LH, Diener MJ. Dropout and therapeu-tic alliance: A meta-analysis of adult individual psychotherapy. Psychotherapy 2010; 47:637-645.
28. Aubuchon-Endsley NL, Callahan JL. The hour of departure: Predicting attrition in the training clinic from role expectancies. Train Educ Prof Psychol 2009; 3:120-126.
29. Beckham EE. Predicting patient dropout in psychotherapy. Psychotherapy 1992; 29:177-182. doi: 10.1037/0033-3204.29.2.177
30. Keijsers GPJ, Kampman M, Hoogduin CAL. Dropout pre-diction in cognitive behavior therapy for panic disorder. Behav Ther 2001; 32:739-749.
31. Reis BF, Brown LG. Reducing psychotherapy dropouts: Maximizing perspective convergence in the psychotherapy dyad. Psychotherapy 1999; 36:123-136.
32. Swift JK, Callahan JL, Vollmer BM. Preferences. JC Norcross (ed), Psychotherapy relationships that work second ed., New York, NY: Oxford University Press, 2011, p. 301-315. 33. Piper WE, Ogrodniczuk JS, Joyce AS, McCallum M, Rosie JS, O'Kelly JG ve ark. Prediction of dropping out in time-limi-ted, interpretive individual psychotherapy. Psychotherapy 1999; 36: 114-122.
34. Swift JK, Greenberg RP. A treatment by disorder meta-analysis of dropout from psychotherapy. J Psychother Integr 2014; 24:193-207.
