[DOEN WAT WERKT: INTERVENTIES IN DE KLAS VOOR KINDEREN MET SYMPTOMEN VAN ADHD]

Transcriptie

1 Classroom Eindrapport interventions for ADHD: A meta- Rijksuniversiteit Groningen G.F. Gaastra, Y. Groen, L. Tucha, O. Tucha [DOEN WAT WERKT: INTERVENTIES IN DE KLAS VOOR KINDEREN MET SYMPTOMEN VAN ADHD]

2 3. Samenvatting bevindingen en implicaties Samenvatting Kinderen met aandachtstekortstoornis met hyperactiviteit (ADHD) vertonen vaak probleemgedrag in de klas, terwijl leerkrachten vaak over te weinig kennis en vaardigheden lijken te beschikken om dit gedrag te hanteren. Er werden aparte meta-analyses uitgevoerd voor 24 within-subjects design (WSD) en 76 single-subject design (SSD) onderzoeken om de effectiviteit vast te stellen van verschillende typen klasseninterventies (antecedentgebaseerde, consequent-gebaseerde, zelfregulatie, gecombineerde interventies) die leerkrachten kunnen toepassen om het niet-taakgerichte en verstorende gedrag in de klas van kinderen met ADHD-symptomen te verminderen. Daarnaast werden mogelijke moderatoren onderzocht en de effecten op klasgenoten kwalitatief bestudeerd. De resultaten toonden dat klasseninterventies het niet-taakgerichte en verstorende gedrag in de klas van kinderen met ADHD-symptomen verminderen (WSD: M ES = 0.92; SSD: M ES = 3.08), met de grootste effecten voor consequent-gebaseerde (WSD: M ES = 1.82) en zelfregulatie interventies (SSD: M ES = 3.61). Er werden ook positieve effecten gevonden voor klasgenoten. Andere mogelijke moderatoren en de implicaties voor de praktijk en toekomstig onderzoek werden besproken. Inleiding Aandachtstekortstoornis met hyperactiviteit (ADHD) is een neuroontwikkelingsstoornis die gekenmerkt wordt door onoplettendheid en/of hyperactiviteitimpulsiviteit (DSM-5; American Psychiatric Association, 2013). Ongeveer 5 tot 7% van de kinderen voldoet aan de criteria van ADHD (Polanczyk, de Lima, Horta, Biederman, & Rohde, 2007; Willcutt, 2012), wat betekent dat gemiddeld in elke klas een kind met ADHD zal zitten. In de klas zijn kinderen met ADHD onoplettender (niet-taakgericht) en meer verstorend dan zich normaal ontwikkelende kinderen (Kofler, Rapport, & Alderson, 2008; Platzman et al., 1992). Ze hebben bijvoorbeeld problemen om de aandacht bij taken en instructies te houden, praten met klasgenoten op ongepaste momenten en praten hardop en staan op zonder toestemming (DuPaul & Stoner, 2003). Het gevolg is dat kinderen met ADHD het risico lopen om schoolproblemen te ontwikkelen, zoals onderpresteren, blijven zitten, plaatsing in speciaal onderwijs, schorsing en vroegtijdige verlating van school (Barkley, 2006; Frazier, Youngstrom, Glutting, & Watkins, 2007; Loe & Feldman, 2007; Reid, Maag, Vasa, &

3 Wright, 1994). Bovendien kan zowel het school als het sociaal functioneren van de gehele klas verslechteren, omdat klasgenoten gestoord worden bij het leren (DuPaul & Stoner, 2003) en er onaangepast gedrag kan worden uitgelokt bij klasgenoten en de leerkracht (Wheeler & Carlson, 1994). Campbell, Endman en Bernfeld (1977) wezen er bijvoorbeeld op dat de aanwezigheid van een kind met ADHD in de klas leidt tot meer negatieve interacties tussen de leerkracht en leerlingen. Aangezien leerkrachten dagelijks geconfronteerd kunnen worden met één of meer kinderen met ADHD in hun klas, is het belangrijk dat leerkrachten het vertrouwen hebben om deze kinderen te kunnen hanteren. Leerkrachten in het regulier onderwijs ervaren meer stress bij het lesgeven van kinderen met ADHD dan bij andere kinderen en dit hangt niet af van de leeftijd en het aantal jaren leservaring van de leerkracht (Greene, Beszterczey, Katzenstein, Park, & Goring, 2002). Ze geven bijvoorbeeld aan dat het lesgeven aan kinderen met ADHD leidt tot een verstoring van het lesproces, een verlies aan voldoening van het lesgeven, een gebrek aan zelfvertrouwen en een behoefte aan ondersteuning (Greene et al., 2002; Hong, 2008). Kenmerken van de leerkracht hebben een aanzienlijke invloed op de prestatie- en gedragsuitkomsten van kinderen met ADHD (Sherman, Rasmussen, & Baydala, 2008), maar tegelijkertijd lijken leerkrachten vaak ook over te weinig kennis en vaardigheden te beschikken om effectieve klasseninterventies te ontwikkelen en implementeren (Arcia, Frank, Sánchez-LaCay, & Fernández, 2000). Ze gebruiken vaak simpele managementtechnieken die klassikaal kunnen worden toegepast en weinig tijd kosten (Arcia et al., 2000; Mulligan, 2001; Murray, Rabiner, & Hardy, 2011), terwijl onderzoek uitwijst dat geïndividualiseerde interventies die gebaseerd zijn op een analyse van het gedrag van een individueel kind (functie-gebaseerde interventies) effectiever zijn dan niet-functiegebaseerde interventies (Miller & Lee, 2013). Aangezien veel kinderen met ADHD opgenomen worden in reguliere klassen (Reid et al., 1994), is het belangrijk om leerkrachten te ondersteunen in hun klassenmanagement van deze kinderen. Door leerkrachten effectieve middelen aan te bieden, kunnen zowel kinderen met ADHD als hun klasgenoten profiteren. Bovendien kan dit het vertrouwen en welzijn van leerkrachten zelf verbeteren. De meest toegepaste behandeling voor kinderen met ADHD is stimulerende medicatie. Hoewel farmacologische interventies het taakgerichte gedrag en de schoolprestaties van kinderen met ADHD verbeteren (Prasad et al., 2013), heeft farmacotherapie enkele beperkingen, zoals mogelijke bijwerkingen, een gebrek aan bewijs

4 voor lange-termijn effecten en problemen met de naleving van de innamevoorschriften van de medicatie (Langberg & Becker, 2012; Smith, Waschbusch, Willoughby, & Evans, 2000; Sonuga-Barke, Coghill, Wigal, DeBacker, & Swanson, 2009; Stein et al., 2003; Taylor et al., 2004). Gezien deze aanzienlijke beperkingen is er een noodzaak voor niet-farmacologische interventies. Een aantal eerdere meta-analytische onderzoeken heeft de effectiviteit van schoolgebaseerde interventies voor ADHD onderzocht en wezen uit dat school-gebaseerde interventies de gedrags- en schooluitkomsten van kinderen met ADHD verbeteren (DuPaul & Eckert, 1997; DuPaul, Eckert, & Vilardo, 2012; Purdie, Hattie, & Carroll, 2002; Reid, Trout, & Schartz, 2005). DuPaul en Eckert (1997) en DuPaul et al. (2012) voerden uitgebreide metaanalyses uit van gepubliceerde en ongepubliceerde onderzoeken die school-gebaseerde interventies voor kinderen met ADHD onderzochten. Het eerste onderzoek includeerde 63 onderzoeken over een periode van 24 jaar ( ) en een vervolgonderzoek includeerde 60 onderzoeken over een opeenvolgende periode van 14 jaar ( ). Beide onderzoeken wezen uit dat school-gebaseerde interventies het gedrag van kinderen met ADHD verbeteren, maar dat de effecten op schooluitkomsten kleiner en minder robuust zijn. Deze onderzoeken vergeleken ook verschillende typen interventies, waaronder antecedente, contingentiemanagement en cognitieve gedragsinterventies. De effecten voor type interventie waren echter inconsistent tussen de twee meta-analyses en bleken afhankelijk van de toegepaste experimentele designs (namelijk between-subjects, withinsubjects of single-subject designs) en de verzamelde uitkomstmaten. Andere modererende variabelen die werden onderzocht waren de schoolsetting (bijvoorbeeld openbaar en privaat onderwijs), het schooltype (bijvoorbeeld regulier en speciaal onderwijs) en de publicatiestatus. De resultaten voor de schoolsetting en het schooltype waren ook inconsistent tussen de twee meta-analyses en eveneens afhankelijk van de experimentele designs en uitkomstmaten. Voor gepubliceerde onderzoeken werden grotere effectgrootten gevonden dan voor ongepubliceerde onderzoeken. Het is moeilijk om algemene conclusies te formuleren over beide meta-analytische onderzoeken, gezien de inconsistentie in de resultaten, het kleine aantal onderzoeken in sommige moderatorcategorieën en de heterogeniteit in effectgrootten tussen onderzoeken, wat mogelijk duidt op aanvullende modererende variabelen.

5 Twee andere meta-analyses over school-gebaseerde interventies voor ADHD zijn uitgevoerd, maar hadden slechts een beperkte focus. Purdie, Hattie en Carroll (2002) onderzochten de effectiviteit van een aantal typen interventies, waaronder schoolgebaseerde interventies, op het gedragsmatig, cognitief en sociaal functioneren van individuen met ADHD. De meta-analyse includeerde 8 school-gebaseerde interventieonderzoeken over een periode van 8 jaar ( ). De resultaten toonden kleine positieve effecten voor school-gebaseerde interventies, met grotere effecten dan andere typen interventies (namelijk farmacologische, niet-school-gebaseerde psychologische, oudertraining, multimodale interventies) voor educatieve uitkomsten. De bevindingen moeten voorzichtig geïnterpreteerd worden, vanwege het kleine aantal geïncludeerde school-gebaseerde interventieonderzoeken. Een andere meta-analyse richtte zich specifiek op zelfregulatie interventies voor kinderen met ADHD in de schoolsetting en includeerde 16 onderzoeken over een periode van 29 jaar ( ) (Reid et al., 2005). Er werden grote effecten gevonden voor taakgericht gedrag, ongepast gedrag en accuraatheid van en productiviteit in het schoolwerk. Het onderzoek vergeleek ook verschillende typen zelfregulatie interventies (zelf-monitoring, zelfmonitoring plus bekrachtiging, zelfbekrachtiging, zelfmanagement interventies). Echter, er konden geen betrouwbare conclusies worden getrokken ten gevolge van het kleine aantal onderzoeken. Andere statistische beperkingen waren dat de effectgrootten voor groep en single-subject designs werden gecombineerd en de effectgrootten aanzienlijk heterogeen waren. Het huidige meta-analytische onderzoek geeft een kwantitatief review van gepubliceerde onderzoeken naar klasseninterventies voor ADHD over een periode van 33 jaar van onderzoek (1970 oktober 2013). Het voornaamste doel was om te bepalen wat de effectiviteit is van klasseninterventies die leerkrachten kunnen toepassen om het niettaakgerichte en verstorende gedrag van kinderen met ADHD-symptomen te verminderen. Een tweede doel was om mogelijke verschillen in effectiviteit tussen verschillende typen interventies (namelijk antecedent-gebaseerde, consequent-gebaseerde, zelfregulatie, gecombineerde) vast te stellen en om andere mogelijke moderatoren (namelijk type klas, type uitkomstmaat, leeftijd, geslacht, intelligentie, medicatiegebruik) te onderzoeken. De grote tijdsperiode van onderzoek maakt robuustere moderatoranalyses mogelijk vergeleken met eerdere analyses, omdat een relatief groot aantal onderzoeken kon worden geïncludeerd betreffende de moderatorcategorieën. Ten slotte werden de effecten van

6 klasseninterventies op de klasgenoten van kinderen met ADHD-symptomen kwalitatief bestudeerd. Er werd verwacht dat klasseninterventies mogelijk ook positieve effecten hebben op klasgenoten, hetzij door indirecte effecten, d.w.z. minder verstoring in de klas door kinderen met ADHD, ofwel door directe effecten, d.w.z. een verbetering van het gedrag van klasgenoten, doordat klasgenoten mede profiteerden van de interventie. Er werden geen specifieke hypothesen geformuleerd voor de verschillen in effectiviteit tussen de verschillende typen interventies, vanwege de inconsistente bevindingen van eerdere metaanalyses (DuPaul & Eckert, 1997; DuPaul et al., 2012). De uitkomsten van dit onderzoek kunnen worden gebruikt voor de opleiding en nascholing van leerkrachten, waarbij informatie wordt gegeven over evidence-based klassenmanagement van kinderen met ADHD-gedrag. Evidence-based houdt in dat wetenschappelijk onderzoek aangetoond heeft dat een interventie effectief is. Methode Inclusie- en exclusiecriteria Om geïncludeerd te worden in de meta-analyse moesten de onderzoeken aan de volgende inclusiecriteria voldoen. 1. Het onderzoek was gepubliceerd in het Engels in een wetenschappelijk tijdschrift. 2. De deelnemers zaten in klas (indien de klas niet gerapporteerd was, werd een leeftijd van 6 17 jaar gehanteerd), hadden ADHD, ADD, aandachtsproblemen of hyperactiviteit-impulsiviteitsproblemen en hadden een IQ van tenminste 70 (indien gerapporteerd). Anders dan intellectuele beperkingen werden er geen voorwaarden gesteld ten aanzien van comorbide condities en ten aanzien van medicatiegebruik. Voor onderzoeken die de effecten van klasseninterventies onderzochten voor verschillende medicatiedoseringen werden de placebocondities geïncludeerd in de analyse. 3. Om de resultaten te kunnen generaliseren naar de reguliere klas en leerkracht (die slechts beperkte middelen en beperkt geavanceerde vaardigheden heeft) werden de volgende voorwaarden gesteld. De interventie moest door de leerkracht (of een onderzoeker die gemakkelijk kon worden vervangen door een leerkracht) in de klas 1 In deze publicatie is het Amerikaanse klassensysteem aangehouden. De Amerikaanse klas 1-6 komt overeen met groep 3 t/m 8 van de basisschool en de Amerikaanse klas 7-12 komt overeen met klas 1-6 van het voortgezet onderwijs in Nederland.

7 worden geïmplementeerd en moest geen betrokkenheid van ouders vereisen. Interventies bestaande uit bijvoorbeeld oudertraining of school-thuisbriefjes werden geëxcludeerd. De interventie moest plaatsvinden in een klas, d.w.z. in de aanwezigheid van een leerkracht en enkele klasgenoten en niet in individuele eenop-een sessies. Trainingssessies mochten wel buiten de klas plaatsvinden. Interventies die niet-klasseninterventies (bijvoorbeeld medicatie, biofeedback, neuropsychologische computertraining) includeerden werden geëxcludeerd, omdat deze te geavanceerde vaardigheden of teveel middelen vereisen van reguliere leerkrachten. 4. De interventie kon worden ingedeeld in één van de volgende categorieën van klasseninterventies of een combinatie van deze categorieën: a. Antecedent-gebaseerde interventie: Een interventie die antecedente condities manipuleert, zoals de omgeving, taak of instructie (bijvoorbeeld manier van zitten, muziek, samenwerkend leren, keuzestrategie, instructie met behulp van de computer). b. Consequent-gebaseerde interventie: Een interventie die bekrachtiging en straf gebruikt om de frequentie van doelgedrag te veranderen (bijvoorbeeld complimenteren, terechtwijzen, prijzen geven, privileges geven, strafpunten geven). c. Zelfregulatie interventie: Een interventie die bedoeld is om zelfcontrole- en probleemoplossingsvaardigheden te ontwikkelen om het leren en het gedrag te reguleren (e.g. zelfinstructie, zelfmonitoring, zelfbekrachtiging). d. De uitkomstmaten waren scores van de leerkracht of directe observaties van niet-taakgericht of verstorend gedrag in de klas. Uitkomstmaten van taakgericht, gepast en ADHD-gedrag werden tevens geïncludeerd, omdat deze beschouwd werden als direct gerelateerd aan niet-taakgericht en verstorend gedrag. 5. Het onderzoek kon worden geclassificeerd in één van de volgende categorieën van experimentele designs. a. Between-subjects design: Een design dat een interventiegroep een nietinterventiegroep gebruikt. b. Within-subjects design (WSD): Een design dat een interventiegroep gebruikt met uitkomstmetingen op tenminste twee momenten.

8 c. Single-subject design (SSD): Een design dat de veranderingen in het gedrag voor een individuele deelnemer weergeeft tijdens interventiefasen en controlefasen zonder interventie. Onderzoeken die gebruikmaakten van een controlegroep, maar met uitkomstmetingen op tenminste twee momenten, werden beschouwd als WSD onderzoeken. In het geval er zowel individuele als groepsgegevens (bijvoorbeeld het gemiddelde over meerdere deelnemers) beschikbaar waren, werd het onderzoek ingedeeld als een groepsstudie. 6. Voldoende gegevens werden gerapporteerd om effectgrootten te berekenen. Wanneer onderzoeken zowel deelnemers met als zonder ADHD-symptomen includeerden, moesten de resultaten voor deze deelnemers van elkaar kunnen worden gescheiden. Zoekproces De literatuur werd systematisch doorzocht op onderzoeken die geïncludeerd konden worden in de meta-analyse. Ten eerste werden elektronische databestand zoekopdrachten uitgevoerd in PsycINFO, ERIC en Web of Science tot 8 oktober Er werd een combinatie van zoektermen gebruikt om de deelnemers (ADHD, ADD, attention deficit, hyperactivity of hyperkinetic), interventies (classroom, school, education of academic en treatment, intervention, training, strategies, therapy of program) en uitkomstmaten (classroom, school, academic, on-task, off-task of disruptive en functioning of behavior) te beschrijven. De zoekopdracht beperkte zich tot de Engelse taal en in PsycINFO bovendien tot schoolgaande kinderen (6 11 jaar) en adolescenten (12 17 jaar). Daarnaast werden de referentielijsten van relevante literatuurreviews en van de geïncludeerde onderzoeken in de meta-analyse gecontroleerd op aanvullende onderzoeken. Alle referenties die werden geïdentificeerd door de elektronische en handmatige zoekopdrachten werden op basis van de titel en samenvatting gescreend. Van de overgebleven onderzoeken werd de full-tekst gebruikt om vast te stellen of ze voldeden aan de inclusiecriteria. Coderingsprocedure en modererende variabelen Elk onderzoek dat aan de inclusiecriteria voldeed werd door de eerste auteur systematisch gecodeerd op enkele variabelen. De coauteurs werden geconsulteerd om onduidelijkheden op te lossen. Een aantal variabelen werd onderzocht als moderatoren,

9 waaronder type interventie, type klas, type uitkomstmaat en kenmerken van de deelnemers die de interventie ontvingen, waaronder leeftijd, geslacht, intelligentie en medicatiegebruik. De categorieën antecedent-gebaseerde, consequent-gebaseerde, zelfregulatie en gecombineerde interventie werden gebruikt om het type interventie in te delen. Type klas was gedefinieerd als de klas waarin de interventie werd geïmplementeerd en gecodeerd als (inclusieve) reguliere klas of anders (bijvoorbeeld speciaal onderwijs of speciale klassen voor bijles, voor het onderzoek of in het ziekenhuis). Wanneer een interventie zowel in een reguliere klas als in een ander type klas werd geïmplementeerd, werd type klas ingedeeld als anders. Type uitkomstmaat werd gecodeerd als scores van de leerkracht, directe observaties of beide. Het gemiddelde of het bereik van de leeftijd of klas van de deelnemers werd gebruikt om de categorieën voor kinderen (leeftijd 6 11 jaar; anders klas 1 5) en adolescenten (leeftijd jaar; anders klas 6 12) te creëren. Geslacht was gedefinieerd als het percentage jongens van de onderzoeksteekproeven en gecategoriseerd als minder dan 20% jongen, 20 tot en met 80% jongen of meer dan 80% jongen. Het gemiddelde IQ van de deelnemers werd gebruikt om steekproeven in te delen in de IQcategorieën minder dan 90, 90 tot en met 110 of meer dan 110. Ten slotte was medicatiegebruik gedefinieerd als het percentage deelnemers met medicatie tijdens het onderzoek en gecodeerd als minder dan 20% met medicatie, 20 tot en met 80% met medicatie of meer dan 80% met medicatie. Statistische analyses De statistische procedures werden uitgevoerd met behulp van software voor statistiek (IBM SPSS statistics 22). Om de onafhankelijkheid tussen effectgrootten te behouden, mochten onderzoeken slechts bijdragen aan een maximum van één effectgrootte voor elke interventiecategorie. Voor onderzoeken die meerdere uitkomstmaten verzamelden, werden er aparte effectgrootten berekend voor iedere uitkomstmaat. Vervolgens werd voor ieder onderzoek een gemiddelde effectgrootte berekend. Voor SSD onderzoeken die meerdere deelnemers includeerden, werden aparte effectgrootten berekend voor iedere persoon. Vervolgens werd voor ieder onderzoek een gemiddelde effectgrootte berekend. Een positieve effectgrootte betekende een verbetering in het gedrag. De effectgrootten die gebruikt werden voor de WSD onderzoeken waren gebaseerd op de gestandaardiseerde gemiddelde veranderingsmaat van Becker (1988). Voor zowel de

10 interventie- als controlegroep werden gestandaardiseerde gemiddelde veranderingen berekend door het verschil tussen de gemiddelden van de nameting (of interventieconditie) en voormeting (of controleconditie) te delen door de gepoolde standaarddeviatie. Voor onderzoeken die geen controlegroep gebruikten werden waarden geïmputeerd voor een fictieve controlegroep van dezelfde grootte als de interventiegroep en met een gestandaardiseerde gemiddelde verandering van nul. De gestandaardiseerde gemiddelde veranderingen werden vervolgens gecorrigeerd voor kleine steekproefgrootten, wat resulteerde in een zuivere schatter (Becker, 1988; Hedges, 1981). Om tot de effectgrootte te komen die voor de meta-analyse werd gebruikt, werd ten slotte de zuivere gestandaardiseerde gemiddelde verandering van de controlegroep afgetrokken van de zuivere gestandaardiseerde gemiddelde verandering van de interventiegroep. De varianties van de effectgrootten werden berekend door een correlatie van.30 tussen de voor- en nametingen te imputeren. De exacte formule die gebruikt werd voor de berekening van de effectgrootten en varianties voor de WSD onderzoeken zijn d ij = [1 3 ] (Y ij X ij ) with var(d 4(n ij 1) 1 S ij ) = 2(1 r ij) ij n ij ES i = d i1 d i2 with var(es i ) = var(d i1 ) + var(d i2 ) + d 2 ij 2n ij waar X ij is het groepsgemiddelde van de voormeting, Y ij is het groepsgemiddelde van de nameting, S ij is de gepoolde standaarddeviatie en r ij is de correlatie tussen de scores op de voor- en nameting voor groep j in onderzoek i. De SSD onderzoeken rapporteerden de gegevens hetzij als beschrijvende statistieken (gemiddelden en standarddeviaties) ofwel in grafieken. In het laatste geval werden de datapunten uit de grafiek vastgesteld door ze te meten met behulp van een liniaal. De eerste baseline- en de laatste interventiefase werden gebruikt voor de berekening van de effectgrootten, waarbij elke fase uit tenminste drie datapunten moest bestaan. Als deze fasen uit minder dan drie datapunten bestonden, werden de volgende baselinefase en de vorige interventiefase gebruikt voor aanvullende datapunten. Een minimum van drie datapunten werd gekozen om de betrouwbaarheid te kunnen waarborgen. De effectgrootten voor de SSD onderzoeken waren gebaseerd op formules die traditioneel gebruikt werden voor de analyse van groepsdesigns. Gestandaardiseerde gemiddelde verschillen werden berekend door het verschil tussen het gemiddelde van de interventiefase en het gemiddelde van de baselinefase te delen door de gepoolde standaarddeviatie (Busk &

11 Serlin, 1992; White, Rusch, Kazdin, & Hartmann, 1989). Deze werden vervolgens gecorrigeerd voor kleine aantallen datapunten (Hedges, 1981). Omdat exacte uitdrukkingen voor de varianties van effectgrootten voor SSD onderzoeken nog niet zijn verkregen en formeel niet zijn gerechtvaardigd (Faith, Allison, & Gorman, 1996; Kratochwill et al., 2013), werden er geen standaardfouten berekend en ten gevolge daarvan geen statistische significantietoetsen uitgevoerd voor de SSD onderzoeken. De exacte formule die gebruikt werd voor de SSD onderzoeken is ES i = [1 3 4N i 9 ] (Y i X i) S i waar X i is het gemiddelde van de baselinefase, Y i is het gemiddelde van de interventiefase, S i is de gepoolde standaarddeviatie en N i is het totale aantal datapunten voor onderzoek i. De verdeling van de effectgrootten werd apart onderzocht voor de WSD en SSD onderzoeken. De effectgrootten die groter waren dan twee standaarddeviaties van het gemiddelde van alle effectgrootten werden omgecodeerd (d.w.z. gewinsoriseerd) in een waarde van ongeveer twee standaarddeviaties van het gemiddelde. Uitbijters werden op deze manier omgecodeerd in een minder extreme waarde. Aparte meta-analyses werden uitgevoerd voor de WSD en SSD onderzoeken, omdat de schatters voor effectgrootten van groep en SSDs fundamenteel verschillend zijn (Faith et al., 1996). Voor de analyse van de WSD onderzoeken werden macro s gebruikt die ontwikkeld waren door Lipsey & Wilson (2001). De gemiddelde gewogen effectgrootte werd berekend met een random effectenmodel (Hedges & Olkin, 1985). De moderatoranalyses werden uitgevoerd met gemengde effectenmodellen, die veronderstellen dat identificeerbare onderzoekskenmerken fungeren als modererende variabelen, maar dat enig ongemeten random effect overblijft (Lipsey & Wilson, 2001). Elke effectgrootte werd gewogen door zijn inverse variantie. Homogeniteitstoetsen en betrouwbaarheidsintervallen werden gebruikt om de resultaten te interpreteren. De fail-safe N werd berekend (Orwin, 1983) om vast te stellen hoeveel onderzoeken met een effectgrootte van nul nodig zouden zijn om de gemiddelde effectgrootte te reduceren tot criterianiveaus van 0.20 (klein effect) en 0.50 (middelgroot effect) (Cohen, 1969). Voor de SSD onderzoeken werd elke effectgrootte gewogen door het aantal deelnemers. Er werden gemiddelde gewogen effectgrootten berekend voor iedere categorie van mogelijke moderatoren. Post hoc werd onderzocht of significante moderatoreffecten

12 gemedieerd konden worden door een andere significante moderator. Er werden kruistabellen bestudeerd, maar chi-kwadraattoetsen konden niet worden geïnterpreteerd, omdat de gegevens niet voldeden aan de assumpties van deze analysemethode (namelijk teveel cellen met een verwacht aantal van minder dan 5). Er konden geen mediatoranalyses uitgevoerd worden voor WSD onderzoeken, vanwege het kleine aantal onderzoeken. Om de directe of indirecte interventie-effecten op de klasgenoten van kinderen met ADHD-symptomen te bepalen, werden er effectgrootten berekend met gebruik van dezelfde formules als voor de deelnemers met ADHD-symptomen. In het geval er onvoldoende of ongeschikte gegevens werden gerapporteerd, werden de gemiddelden van de baseline- en interventiefasen gebruikt om het veranderingspercentage in het gedrag of de schoolprestatie te berekenen. Omdat slechts een klein aantal onderzoeken informatie gaf over klasgenoten, werden de resultaten beschrijvend besproken zonder de uitvoering van een meta-analyse. Resultaten In totaal werden er referenties geïdentificeerd met behulp van de elektronische databestanden en een aanvullende 230 referenties door de handmatige zoekopdrachten (d.w.z. het controleren van de referentielijsten van relevante artikelen). Screening van de titels en samenvattingen resulteerden in 317 referenties. Inspectie van de volledige tekst van deze 317 referenties resulteerde in exclusie van 228 referenties, vanwege het niet voldoen aan de inclusiecriteria. Een referentie kon aan meer dan één effectgrootte (onderzoek) bijdragen als deze meerdere experimenten en/of interventies uit verschillende interventiecategorieën beschreef. Ten slotte werden 89 referenties die voldeden aan de inclusiecriteria geïncludeerd in de huidige meta-analyse, die tezamen 100 onderzoeken inbrachten voor de meta-analyse. De lijst van referenties die in de meta-analyse werden geïncludeerd zijn opgenomen in de bijlage. Studiekenmerken Tabel 1 geeft een overzicht van de belangrijkste kenmerken van de onderzoeken die geïncludeerd werden in de meta-analyse. Voor elk decennium in de periode van 1970 tot oktober 2013 was er een stijging in het aantal nieuw gepubliceerde onderzoeken over klasseninterventies voor kinderen met ADHD-symptomen. De meerderheid van de onderzoeken gebruikten SSDs (76%), terwijl geen enkel onderzoek uitsluitend een betweensubjects design toepaste. Van de 24 WSD onderzoeken includeerde één derde ook een

13 controlegroep bestaande uit deelnemers met ADHD-symptomen die geen interventie ontvingen. Een klein aantal onderzoeken gaf informatie over de directe (8%) en indirecte effecten (3%) van klasseninterventies op klasgenoten van de deelnemers met ADHDsymptomen. Gecombineerde interventies werden minder vaak geïmplementeerd dan de andere interventietypen, terwijl antecedent-gebaseerde, consequent-gebaseerde en zelfregulatie interventies ongeveer even vaak werden geïmplementeerd. De interventies werden even vaak geïmplementeerd in reguliere klassen (46%) als in andere types klassen (47%). De meeste uitkomstmaten bestonden uit directe observaties (93%), terwijl slechts een klein aantal onderzoeken scores van leerkrachten (4%) of beide typen uitkomstmaten (3%) verzamelde. In totaal werden 627 deelnemers (WSD: n = 471; SSD: n = 156) geïncludeerd in de onderzoeken, waarbij de meeste onderzoeken (87%) 10 of minder deelnemers includeerden. De meeste onderzoeken includeerden kinderen (84%) en hoofdzakelijk jongens (74%). Het IQ van de deelnemers werd gerapporteerd in 27% van de onderzoeken, waarbij de meeste onderzoeken (18%) een gemiddelde IQ rapporteerden van een gemiddeld niveau (90 110) Het medicatiegebruik varieerde tussen de onderzoeken, waarbij 27% van de onderzoeken geen informatie gaf over de medicatiestatus van de deelnemers. Within-subjects design onderzoeken Er werd voor de WSD onderzoeken een uitbijter effectgrootte (ES = 3.51) geïdentificeerd voor één onderzoek dat een consequent-gebaseerde interventie implementeerde. Deze waarde werd gewinsoriseerd naar een minder extreme waarde van De resultaten van de moderatoranalyses zijn weergegeven in Tabel 2. IQ was niet geïncludeerd in de moderatoranalyses, omdat slechts 8 WSD onderzoeken het IQ van de deelnemers rapporteerden. De effectgrootten voor de WSD onderzoeken varieerden tussen 0.08 en 3.00 (gewinsoriseerde waarde) met een mediaan van De gemiddelde gewogen effectgrootte was 0.92 en bereikte significantie (95% BI [0.59, 1.25]). De effectgrootten waren significant heterogeen (Q T [23] = 66.80, p <.001), wat duidt op mogelijke moderatoren. Er werd een significant effect voor type interventie gevonden (Q B [3] = 36.77, p <.001), waarbij consequent-gebaseerde interventies grotere effectgrootten voortbrachten dan antecedentgebaseerde, zelfregulatie en gecombineerde interventies. De effectgrootten verschilden ook significant voor type klas (Q B [1] = 4.43, p =.035), waarbij er grotere effecten werden

14 gevonden voor interventies die geïmplementeerd werden in reguliere klassen dan in andere typen klassen. Er was geen significant effect voor het type uitkomstmaat (Q B = [2] = 0.20, p =.904), leeftijd (Q B = [1] = 1.88, p =.170), geslacht (Q B [1] = 0.37, p =.543) en medicatiestatus (Q B [2] = 0.53, p =.769). De fail-safe N analyses toonden dat er 86.4 en 20.2 onderzoeken met effectgrootten van nul nodig zouden moeten zijn om de gemiddelde effectgrootte te reduceren tot respectievelijk 0.20 en Tabel 1 Kenmerken van de geïncludeerde onderzoeken in de meta-analyse Kenmerk K Kenmerk k Publicatiejaar Aantal deelnemers Leeftijd Experimenteel design Kind 84 Between-subjects 0 Adolescent 16 Within-subjects 24 Geslacht Controlegroep % jongen 6 Geen controlegroep % jongen 19 Single-subject % jongen 74 Informatie over klasgenoten Niet gegeven 1 Nee 89 IQ Ja Type uitkomstmaat Scores leerkracht Directe observaties 93 Niet gegeven 73 Beide 3 Medicatiegebruik Type interventie 0 19% met medicatie 33 Antecedent-gebaseerde % met medicatie 12 Consequent-gebaseerde % met medicatie 28 Zelfregulatie 31 Niet gegeven 27 Gecombineerde 10 Type klas Reguliere klas 46 Ander 47 Niet gegeven 7

15 Tabel 2 Statistieken voor de moderatoranalyses van within-subjects en single-subject design onderzoeken Within-subjects design k = 24, n = % BI Single-subject design k = 76, n = 156 Categorie k M ES Ondergrens Bovengrens k M ES Type interventie Antecedent-gebaseerde Consequent-gebaseerde Zelfregulatie Gecombineerde Type klas Reguliere klas Anders Type uitkomstmaat Scores leerkracht Directe observaties Beide Leeftijd Kind Adolescent Geslacht 0 19% jongen % jongen % jongen Medicatiegebruik 0 19% met medicatie % met medicatie % met medicatie Single-subject design onderzoeken Er werden voor de SSD onderzoeken twee uitbijter effectgrootten (ES = 8.17, ES = 12.43) geïdentificeerd voor onderzoeken die zelfregulatie en consequent-gebaseerde interventies implementeerden. Deze waarden werden gewinsoriseerd naar een minder extreme waarde van De resultaten van het moderatoronderzoek zijn weergegeven in Tabel 2. Het type uitkomstmaat en IQ werden niet geïncludeerd in het moderatoronderzoek, omdat alle effectgrootten voor de SSD onderzoeken werden verkregen voor directe observaties en slechts 19 SSD onderzoeken het IQ van de deelnemers rapporteerden. Er konden geen significantietoetsen worden uitgevoerd, aangezien exacte uitdrukkingen voor

16 de varianties van effectgrootten voor SSDs nog niet zijn verkregen en formeel niet zijn gerechtvaardigd. De effectgrootten voor de SSD onderzoeken varieerden tussen 0.42 en 7.00 (gewinsoriseerde waarde) met een mediaan van De gemiddelde gewogen effectgrootte was De effectgrootten waren het grootst voor zelfregulatie interventies (M ES = 3.61) en het kleinst voor consequent-gebaseerde interventies (M ES = 2.47). Interventies die geïmplementeerd werden in reguliere klassen (M ES = 3.58) leken tot grotere effectgrootten te leiden dan interventies die in andere klassettingen (M ES = 2.41) werden geïmplementeerd. De effectgrootten voor onderzoeken die kinderen (M ES = 3.00) en adolescenten (M ES = 3.39) includeerden leken gelijk. Betreffende geslacht werden de grootste effectgrootten gevonden voor steekproeven bestaande uit een mix van jongens en meisjes (M ES = 3.68) in vergelijking met onderzoeken met hoofdzakelijk jongens (M ES = 2.87) of hoofzakelijk meisjes (M ES = 2.63). Ten slotte leken onderzoeken met een groter aantal deelnemers met medicatie (M ES = 3.22) grotere effectgrootten te verkrijgen dan onderzoeken met een lager percentage deelnemers met medicatie (M ES = 2.34). Aangezien de resultaten op mogelijke moderatie-effecten van type interventie, type klas en medicatiegebruik wijzen, werden er kruistabellen bestudeerd om te onderzoeken of één of meerdere moderatoreffecten konden worden gemedieerd door een andere modererende variabele. Inspectie van de gegevens duidde erop dat consequent-gebaseerde interventieonderzoeken relatief meer kinderen zonder medicatie includeerden in vergelijking met andere typen interventieonderzoeken (wat mogelijk de kleinere effectgrootte verklaart). Dit gold ook voor onderzoeken die uitgevoerd werden in andere typen klassen in vergelijking met onderzoeken die uitgevoerd werden in reguliere klassen (wat mogelijk de kleinere effectgrootte verklaart). Er werd geen patroon gevonden dat erop wees dat specifieke interventietypen vaker of minder vaak werden geïmplementeerd in reguliere klassen of andere klassettingen. Directe effecten op klasgenoten Vier WSD en 4 SSD onderzoeken gaven informatie die gebruikt kon worden om de directe effecten van klasseninterventies op de klasgenoten van kinderen met ADHDsymptomen vast te stellen (zie Tabel 3). Voor alle 4 WSD onderzoeken die antecedentgebaseerde interventies toepasten, werden positieve effectgrootten (min = 0.21, max = 1.97) op gedragsuitkomsten van klasgenoten gevonden. Eén van deze onderzoeken

17 includeerde ook maten voor de schoolprestaties van klasgenoten en had een effectgrootte van Er werden ook positieve effecten op klasgenoten gevonden voor alle 4 SSD onderzoeken. Twee SSD onderzoeken die antecedent-gebaseerde interventies en zelfregulatie interventies toepasten verkregen respectievelijk effectgrootten van 1.96 en Voor de andere 2 SSD onderzoeken die consequent-gebaseerde en zelfregulatie interventies toepasten, verminderde het gemiddelde verstorend gedrag van de klas over het algemeen met 52% en 36% tijdens interventiefasen in vergelijking met baselinefasen. Indirecte effecten op klasgenoten Drie onderzoeken, allen SSD onderzoeken, gaven informatie over de indirecte effecten van klasseninterventies op de klasgenoten van kinderen met ADHD-symptomen (zie Tabel 4). Er werden positieve indirecte effecten op de gedragsuitkomsten van klasgenoten gevonden voor 2 van de 3 onderzoeken. Een effectgrootte van 1.46 werd verkregen voor een zelfregulatie interventiestudie. Twee andere onderzoeken die gecombineerde en zelfregulatie interventies toepasten gebruikten gegevens van steeds verschillende klasgenoten en lieten een gedragsverbetering (34% vermindering van off-taak gedrag) zien, maar ook een verslechtering (2% vermindering van on-taak gedrag) tijdens de interventiefasen in vergelijking met de baselinefasen. Het laatstgenoemde onderzoek includeerde ook maten voor de schoolprestaties van klasgenoten en nam een verbetering van de schoolprestaties van klasgenoten waar van 6% tijdens de interventiefasen in vergelijking met de baselinefasen.

18 Tabel 3 Samenvatting van de onderzoeken die de directe effecten van klasseninterventies op de klasgenoten van kinderen met ADHD-symptomen hebben onderzocht Studie: auteur, jaar * n Interventie Type interventie Within-subjects design DuPaul et al., 1998 Fedewa & Erwin, 2011 Jacob et al., 1978 Pelham et al., 2011 Single-subject design Davies & Witte, Klassikaal samenwerkend leren 10 Klassikaal samenwerkend leren Antecedentgebaseerde Antecedentgebaseerde 76 Stabiliteitsballen Antecedentgebaseerde 26 Muziek op achtergrond 4 Zelfmanagement & wederzijdse monitoring Hoff & Ervin, 2013 a klas Klassikale bekrachtiging door de leerkracht Hoff & Ervin, klas Klassikale 2013 b zelfmanagement procedures Ridgway et al., 2003 Zelfregulatie 8 Formele klas Antecedentgebaseerde Antecedentgebaseerde Consequentgebaseerde Uitkomstmaat Actief taakgericht, passief taakgericht, niet-taakgericht, & beweeglijk gedrag Effect ES = 0.25, 95% BI [ 0.97, 1.47] Schoolprestatie ES = 0.64, 95% BI [ 0.28, 1.56] ADHD-scores van de leerkracht ES = 0.28, 95% BI [ 0.04, 0.60] Hyperactief gedrag ES = 1.97, 95% BI [0.60, 3.34] Taakgericht gedrag ES = 0.21, 95% BI [ 0.34, 0.76] Onbedwingbare verbale uitingen ES = 2.53 Verstorend gedrag 52% afname Zelfregulatie Verstorend gedrag 36% afname 3 Pauze Antecedentgebaseerde Ongepast gedrag ES = 1.96 * Superscriptletters zijn toegevoegd aan de referenties die bijdroegen aan meer dan één onderzoek

19 Tabel 4 Samenvatting van de onderzoeken die de indirecte effecten van klasseninterventies op de klasgenoten van kinderen met ADHD-symptomen hebben onderzocht Studie: auteur, jaar Lo & Cartledge, 2006 Maag et al., 1992 Rafferty et al., 2011 n Interventie Type interventie Uitkomstmaat Effect Afwisselende klasgenoten Afwisselende klasgenoten Afwisselende klasgenoten Vaardigheidstraining + differentiële bekrachtiging + zelfmonitoring Zelfmanagement procedures Zelfmanagement procedures Gecombineerde Zelfregulatie Zelfregulatie Niettaakgericht gedrag Taakgericht gedrag Productiviteit in schoolwerk 3 Zelfmonitoring Zelfregulatie Taakgericht gedrag 34% afname 2% afname 6% afname ES = 1.46 Discussie Het voornaamste doel van deze meta-analyse was om de effectiviteit vast te stellen van een aantal typen klasseninterventies die leerkrachten kunnen toepassen om het niettaakgerichte en verstorende gedrag in de klas van kinderen met ADHD-symptomen te verminderen. De resultaten duidden erop dat klasseninterventies het niet-taakgerichte en verstorende gedrag in de klas van kinderen met ADHD-symptomen verminderen, wat in overeenstemming is met eerdere meta-analyses (DuPaul & Eckert, 1997; DuPaul et al., 2012; Purdie et al., 2002; Reid et al., 2005). Er werden grote effecten gevonden voor zowel WSD (M ES = 0.92) als SSD onderzoeken (M ES = 3.08). Er moet echter genoemd worden dat effectgrootten voor WSD en SSD onderzoeken fundamenteel van elkaar verschillen en dat officiële richtlijnen voor de interpretatie van effectgrootten voor SSD onderzoeken niet bestaan. De verkregen effectgrootten waren wat groter dan die in andere meta-analyses over school-gebaseerde interventieonderzoeken voor ADHD (DuPaul & Eckert, 1997; DuPaul et al., 2012; Purdie et al., 2002; Reid et al., 2005). De WSD onderzoeken wezen erop dat consequent-gebaseerde interventies (M ES = 1.82) effectiever zijn dan antecedent-gebaseerde (M ES = 0.31), zelfregulatie (M ES = 0.56) en gecombineerde interventies (M ES = 0.58). De SSD onderzoeken lieten echter de grootste effecten voor zelfregulatie interventies (M ES = 3.61) zien en de kleinste effecten voor

20 consequent-gebaseerde interventies (M ES = 2.47). Opgemerkt moet worden dat specifiek de SSD onderzoeken die consequent-gebaseerde interventies implementeerden relatief veel kinderen zonder medicatie includeerden. Tegelijkertijd leken de interventie-effecten kleiner te zijn voor de onderzoeken die relatief meer deelnemers zonder medicatie includeerden, wat er mogelijk op duidt dat klasseninterventies effectiever zijn voor kinderen met ADHDsymptomen met medicatie dan voor kinderen met ADHD-symptomen zonder medicatie. De mogelijke mediërende effecten van medicatie kan daarom deels de discrepantie in de resultaten tussen de twee meta-analyses verklaren wat betreffende de effectiviteit van consequent-gebaseerde interventies, met verminderde effectiviteit bij kinderen met ADHDsymptomen zonder medicatie. Helaas was het niet mogelijk om te onderzoeken of kinderen met ADHD-symptomen met en zonder medicatie verschillend reageerden op specifieke interventietypen, doordat het aantal onderzoeken in de meeste categorieën erg klein was. Voor de WSD onderzoeken werd er geen moderatie-effect van medicatie gevonden, wat echter veroorzaakt kon zijn door een statistisch power probleem, met slechts weinig onderzoeken die deelnemers met medicatie includeerden. Op basis van deze meta-analyse kan geconcludeerd worden dat alle typen klasseninterventies het niet-taakgerichte en verstorende gedrag in de klas van kinderen met ADHD-symptomen verminderen (met kleine tot grote effecten), met de grootste effecten voor consequent-gebaseerde en zelfregulatie interventies. Opgemerkt moet worden dat medicatie mogelijk de effectiviteit van verschillende interventietypen beïnvloedt, maar verder onderzoek naar de rol van medicatie is noodzakelijk om stelliger conclusies te trekken. Beide meta-analyses duidden erop dat interventies die geïmplementeerd worden in reguliere klassen (WSD: M ES = 1.30; SSD: M ES = 3.58) tot een sterkere vermindering in het niet-taakgerichte en verstorende gedrag in de klas van kinderen met ADHD-symptomen leidt dan interventies in andere types klassen (WSD: M ES = 0.64; SSD: M ES = 2.41). Echter, relatief meer kinderen met medicatie werden geïncludeerd in reguliere klassen in vergelijking met andere klassettingen, wat er mogelijk op duidt dat medicatie het effect van type klas medieerde. Een andere mogelijke verklaring voor de positievere effecten in reguliere klassen vergeleken met andere klassettingen is dat kinderen met minder ernstige ADHD-symptomen, die vaker geïncludeerd worden in reguliere klassen, mogelijk meer profiteren van klasseninterventies dan kinderen met ernstigere ADHD-symptomen, die vaker in het speciale onderwijs geplaatst worden. Daarnaast is het mogelijk dat er in vergelijking

21 met reguliere klassen minder ruimte voor verbetering is in andere types klassen, omdat daar al gedragsprogramma s in werking waren. Helaas konden er geen betrouwbare conclusies worden getrokken over de invloed van het gebruikte type uitkomstmaat, omdat de meeste onderzoeken directe observaties rapporteerden en slechts weinig effectgrootten konden worden berekend voor de scores van leerkrachten (hetzij omdat deze niet werden gerapporteerd ofwel omdat er te weinig datapunten beschikbaar waren). Andere onderzoeken die het verband tussen scores van leerkrachten en observationele gegevens hebben onderzocht, wezen uit dat deze twee soorten gedragsmetingen zwak tot sterk gecorreleerd zijn (Evans, Allen, Moore, & Strauss, 2005; Lauth, Heubeck, & Mackowiak, 2006), wat erop duidt dat klasseninterventies ook scores van leerkrachten zouden verbeteren. Het is belangrijk dat klasseninterventies niet alleen het objectieve gedrag verbeteren, zoals dit gemeten wordt door directe observaties, maar ook het gedrag subjectief verbeteren, zoals dit waargenomen wordt door de leerkracht. Leerkrachten die ervaren dat hun inzet wordt beloond, krijgen mogelijk meer zelfvertrouwen en raken mogelijk gemotiveerder om kinderen met ADHD-symptomen les te geven en hun klassenmanagement te veranderen ten behoeve van het kind met ADHDsymptomen. Ten slotte was er geen duidelijk bewijs dat de leeftijd en het geslacht van de deelnemers de resultaten beïnvloedden. Voor de SSD onderzoeken leken de effecten gelijk voor kinderen en adolescenten en werden de grootste effecten gevonden voor de onderzoeken die zowel jongens als meisjes includeerden. Voor de WSD onderzoeken werden er geen moderatie-effecten gevonden voor leeftijd en geslacht, maar dit werd mogelijk veroorzaakt door een statistisch powerprobleem, met slechts weinig onderzoeken in enkele categorieën. Omdat de meeste onderzoeken geen informatie gaven over het IQ van de deelnemers, werd intelligentie niet als moderator in de meta-analyses meegenomen. Het is daarom aan te bevelen dat toekomstige school-gebaseerde interventieonderzoeken maten meenemen van intelligentie en daarnaast meisjes en adolescenten includeren. Een klein aantal onderzoeken gaf informatie over de uitkomsten van klasseninterventies voor de klasgenoten van kinderen met ADHD-symptomen en duidden op positieve effecten voor klasgenoten. Er werd een verbetering van het gedrag en de schoolprestatie gevonden voor zowel klasgenoten die dezelfde interventie ontvingen als de deelnemers met ADHD-symptomen als voor klasgenoten die zelf niet de interventie ontvingen, wat betekent dat de verschillende typen klasseninterventies voor kinderen met

22 ADHD-symptomen zowel directe als indirecte positieve effecten hebben op het functioneren van de klas. Implicaties voor de praktijk De bevindingen van het huidige meta-analytische onderzoek zijn veelbelovend, omdat ze erop duiden dat leerkrachten effectief klasseninterventies kunnen toepassen om het niet-taakgerichte en verstorende gedrag in de klas van kinderen met ADHD-symptomen te verminderen. Alle interventietypen die onderzocht werden bleken effectief te zijn, maar de grootste effecten werden verkregen voor consequent-gebaseerd (voor WSD onderzoeken) en zelfregulatie interventies (voor SSD onderzoeken), wat suggereert dat leerkrachten vooral deze typen interventies zouden kunnen overwegen. Echter, de keuze voor een specifieke interventie zou kunnen afhangen van de kenmerken van het kind en de functie van zijn of haar ADHD-gerelateerd gedrag. Als een kind bijvoorbeeld verstorend is omdat de taken te moeilijk zijn, dan zouden antecedent-gebaseerde interventies (bijvoorbeeld de instructies of de moeilijkheid van de taak aanpassen) mogelijk de voorkeur genieten. Daarnaast zijn interventies (bijvoorbeeld zelfregulatie interventies) die geavanceerdere vaardigheden (bijvoorbeeld cognitieve bekwaamheden) vereisen mogelijk geschikter voor oudere kinderen en kinderen met minder ernstige ADHD-symptomen. Het is daarom belangrijk dat leerkrachten overwegen welke interventies effectief zijn voor een individueel kind (in samenwerking met een professional, zoals een schoolpsycholoog of interne supervisor). De resultaten wijzen er ook op dat klasseninterventies het effectiefst zijn in reguliere klassen, wat veelbelovend is omdat veel kinderen met ADHD geïncludeerd worden in het reguliere onderwijs (Reid et al., 1994). Daarnaast profiteren kinderen met ADHD-symptomen die medicatie nemen mogelijk meer van klasseninterventies dan degenen zonder medicatie. Leerkrachten zouden daarom niet terughoudend moeten zijn om klasseninterventies te implementeren voor kinderen met ADHD-symptomen die al farmacologische behandeling ondergaan voor hun problemen, omdat klasseninterventies een aanvullende verbetering opleveren bovenop de medische behandeling. Ten slotte hoeven leerkrachten zich geen zorgen te maken over de mogelijke negatieve impact van klasseninterventies die gericht zijn op ADHD-probleemgedrag op het functioneren van de klas, aangezien de resultaten erop duiden dat klasseninterventies zowel directe als indirecte positieve effecten hebben op de klasgenoten van kinderen met ADHD-symptomen.

23 Omdat leerkrachten vaak over onvoldoende kennis en vaardigheden lijken te beschikken om effectieve klasseninterventies voor kinderen met ADHD toe te passen (Arcia et al., 2000), is het aan te bevelen dat leerkrachten trainingen volgen voor effectieve klassenmanagement. Dit zou het vertrouwen en welzijn van leerkrachten kunnen verbeteren. Door leerkrachten handvatten voor klassenmanagement voor kinderen met ADHD-symptomen aan te reiken profiteren dus waarschijnlijk zowel kinderen met ADHDsymptomen, hun klasgenoten, als leerkrachten zelf. Limitaties Er zijn enkele factoren die de conclusies van dit meta-analytische onderzoek beperken. Ten eerste includeerde de meta-analyse alleen onderzoeken die gepubliceerd waren in wetenschappelijke tijdschriften, wat mogelijk geresulteerd heeft in een positieve bias op de effectgrootten. Het is echter onwaarschijnlijk dat kleine of negatieve effecten zouden zijn verkregen wanneer ongepubliceerde onderzoeken wel waren geïncludeerd, aangezien de fail-safe N uitwees dat er maar liefst 86 onderzoeken nodig zouden zijn om een klein gemiddelde effectgrootte te verkrijgen. Ten tweede pasten de meeste onderzoeken SSDs toe, waarvoor exacte uitdrukkingen voor de varianties van effectgrootten nog niet zijn verkregen (Faith, Allison, & Gorman, 1996; Kratochwill et al., 2013). Daarom was het moderatoronderzoek voor de SSD onderzoeken beschrijvend en was het alleen mogelijk om beschrijvende conclusies te trekken. Daarnaast bestaan er geen officiële richtlijnen voor de interpretatie van de effectgrootten van SSD onderzoeken, wat de interpretatie eveneens bemoeilijkt. Voor de within-subject design onderzoeken zouden een aantal moderatoreffecten mogelijk niet gevonden kunnen zijn, doordat er in enkele categorieën te weinig onderzoeken waren. Ook konden mogelijke interacties tussen modererende variabelen hierdoor niet worden onderzocht. Een andere limitatie was dat de mogelijke modererende variabelen categorisch gecodeerd moesten worden, omdat anders de assumpties voor regressieanalyse werden geschonden (namelijk normaal verdeelde data). Het gebruik van categorische in plaats van continue variabelen kan geleid hebben tot een verlies in precisie en power. Daarnaast maakt het gebruik van vrij brede categorieën van klasseninterventies het moeilijk om conclusies te trekken over specifieke interventies binnen deze categorieën. Ook waren de verzamelde uitkomstmaten aanzienlijk heterogeen. Sommige onderzoeken gebruikten bijvoorbeeld een