Effectieve interventies voor jongeren met problematisch alcoholen drugsgebruik: een meta-analyse
Scriptie Pedagogische Wetenschappen Universiteit van Amsterdam M. van Langen 31 augustus 2007
Begeleid door Geert Jan Stams & Gerard Schippers
___________________________________________________________________________ SAMENVATTING
Zijn interventies voor jongeren met problematisch alcohol- en drugsgebruik effectief, en welke factoren zijn van invloed op de effectiviteit van deze interventies? Er is een metaanalyse uitgevoerd over 24 studies, met in totaal 2703 jongeren. De resultaten laten een matig positief effect zien (d=.39) van interventies voor jongeren met problematisch alcoholen drugsgebruik. Grotere effecten worden gevonden bij een hoger drop-out percentage, een lagere non-respons op de nameting en wanneer de controle- en experimentele groep op de voormeting vergelijkbaar zijn wat betreft de mate van drugsgebruik. Interventies zijn ook effectiever wanneer medicatie gebruikt wordt, maar minder effectief in justitiële settingen en bij allochtone jongeren. Drie factoren blijken unieke invloed te hebben op de effectiviteit van interventies: etniciteit, vergelijkbaarheid van de controle- en onderzoeksgroep op de voormeting, en non-response op de nameting. ___________________________________________________________________________
1
INLEIDING Jongeren (12-18 jaar) en jongvolwassenen (18-24 jaar) zijn een bijzondere groep als het gaat om het gebruik van alcohol en drugs. Veel jongeren en jongvolwassenen drinken tijdens het uitgaan, en experimenteren met drugs. Hoewel dit niet hoeft te leiden tot ernstige problemen is er een kleine groep bij wie het experimenteren met drugs en alcohol overgaat tot problematisch gebruik of verslaving (Wenar & Kerig, 2000). Er is onderzoek uitgevoerd om aan te tonen welke factoren hierbij een rol spelen. Experimenteel alcohol- en drugsgebruik hangt samen met nieuwsgierigheid, groepsgedrag en de beschikbaarheid van drugs. Problematisch drugsgebruik houdt meer verband met persoonlijke problemen, problemen in het gezin, ongunstige sociale en economische omstandigheden, en het familiair voorkomen van verslaving. De kans op verslaving in de volwassenheid is groter naarmate het drugsgebruik op jongere leeftijd is begonnen (Oudshoorn, Brans, Duyx, & Eussen, 2002; Gil, Wagner & Tubman 2004) Alcohol en drugsgebruik/misbruik veroorzaken problemen op veel verschillende gebieden en zijn niet alleen van invloed op de jongere zelf, maar ook op diens sociale omgeving en de maatschappij als geheel. Uit veel studies is gebleken dat alcohol- en drugsgebruik invloed hebben op zowel de geestelijke als op de lichamelijke gezondheid van jongeren (Sobell & Sobell, 2007). Drugs- en alcoholgebruik onder jongeren hangt samen met een grotere kans op depressie (Chinet et al., 2006), cannabis gebruik vergroot het risico op een latere psychotische stoornis (Semple, McIntosh, & Lawrie, 2005). De gevoeligheid voor hersenbeschadiging door alcohol is bij jongeren hoger (Verdurmen et al, 2006) Een samenhang tussen leerproblemen en het gebruik van alcohol en drugs is ook terug te vinden in de literatuur (King, Meehan, Trim, & Chassin, 2006). Alcohol en drugs zorgen voor problemen met processen die voor het leren van belang zijn, zoals geheugen en aandacht. Jongeren die alcohol of drugs gebruiken hebben meer kans om vroegtijdig school te verlaten en spijbelen meer, waardoor minder goede resultanten worden behaald op school. (Engberg & Morral, 2006). In verschillende studies wordt een samenhang gevonden tussen drugsgebruik en delinquentie. Scholieren tussen de 12 en 16 jaar die wekelijks alcohol drinken, vertonen meer delinquent en agressief gedrag dan jongeren die niet wekelijks drinken (Verdurmen et al., 2005). Op sociaal gebied hebben jongeren die veel alcohol en drugs gebruiken minder positieve relaties met personen in hun omgeving, zoals familie en leeftijdsgenoten (Cuts, Lempens, Ketelaars, van Laar & Mheen, 2004) Verslaving en problemen die hiermee in verband staan kosten de samenleving veel geld. Het gaat hier om kosten die gemaakt worden voor bijvoorbeeld gezondheidszorg, de 2
kosten van drugsgerelateerde delinquentie, en interventies (Machado, 2005). Het is van belang om op een zo effectief mogelijke manier jongeren van hun alcohol- en drugsproblemen af te helpen, en alleen te investeren in interventies die goede resultaten opleveren. De meta-analyse van Prendergast, Podus, Chang en Urada (2002) laat zien dat interventies voor middelengebruik onder volwassenen een matig, positief effect hebben. Alcohol- en drugsgebruik van volwassenen verschilt echter in veel opzichten van middelengebruik onder jongeren. Jongeren gebruiken minder opiaten, maar meer alcohol en cannabis, meer verschillende soorten drugs naast elkaar, en hebben een kortere geschiedenis van gebruik. Gezien bovenstaande verschillen, is het niet duidelijk of interventies voor volwassenen ook goede resultaten opleveren wanneer deze gebruikt worden voor jongeren. De laatste jaren is er meer onderzoek gedaan naar de effectiviteit van interventies die zich specifiek richten op jongeren met drugs- of alcohol verslaving. Williams en Chang (2000) geven een overzicht van de bestaande literatuur, waarbij gekeken wordt naar effectiviteit van behandelingen en factoren die hiermee samenhangen. Geconcludeerd wordt dat interventies over het algemeen een positief effect hebben. Positieve uitkomsten werden met name gevonden wanneer de jongere de behandeling afrondt, wanneer de therapeuten ervaren zijn, en wanneer de jongere ondersteuning krijgt van ouders en vrienden. Wanneer verschillende behandelingen met elkaar vergeleken worden, lijkt alleen gezinstherapie effectiever te zijn dan andere vormen van behandeling. Deas en Thomas (2001) komen tot ongeveer dezelfde conclusie. Deze conclusies zijn echter gebaseerd op narrative reviews, en zijn niet formeel empirisch getoetst in een meta-analyse. Zowel in het review van Williams en Chang (2000), als in het review van Deas en Thomas (2001) wordt geconcludeerd dat er meer studies nodig zijn van goede kwaliteit, en studies waarin gebruik gemaakt wordt van een controlegroep. Wanneer in een studie geen gebruik gemaakt wordt van een controlegroep, is het niet duidelijk of de afname van alcohol- en drugsgebruik toe te schrijven is aan de behandeling zelf, of aan een proces van natuurlijk herstel. Onderzoeken naar natuurlijk herstel van problematisch drugs- en alcoholgebruik laten geen eenduidig beeld zien, de percentages van natuurlijk herstel variëren van 18,2% (Walters, 2000) tot 89,5% (Cunningham, 1999). Het doel van dit artikel is om een vollediger overzicht te geven van de literatuur die beschikbaar is over effectiviteit van interventies voor drugsmisbruik onder jongeren. Er wordt gekeken naar effectiviteit van interventies, en factoren die met deze effectiviteit samenhangen. Er zijn verschillende factoren die mogelijk van invloed zijn op de resultaten van een interventie. Het gaat hierbij om studiekenmerken, karakteristieken van de client, kenmerken van de publicatie en eigenschappen van de interventies zelf. Om gefundeerde 3
uitspraken te doen over de effectiviteit van de interventies zullen alleen studies opgenomen worden waarin gebruik gemaakt wordt van een controlegroep.
METHODE Dataverzameling Verschillende methoden zijn gebruikt voor het verzamelen van relevante studies voor deze meta-analyse. In de eerste plaats zijn digitale databases geraadpleegd zoals Medlin, Eric en Psychinfo. De databases werden doorzocht met (een combinatie van) de volgende steekworden: drugs, addiction, drug-abuse, drug-misuse, substance abuse, substance misuse, dependency, adolescent, young adult, teenager, treatment, therapy and intervention. Daarnaast zijn de referentie-paragrafen van de gevonden artikelen en reviews doorzocht.
Inclusie-criteria De studies moesten aan verschillende criteria voldoen om toegevoegd te worden aan de metaanalyse. In de eerste plaats waren studies alleen geschikt wanneer er uitkomsten gegeven werden van interventies voor verslaving, afhankelijkheid of extreem gebruik van alcohol of drugs. In de tweede plaats moeten de participanten in de leeftijdsgroep tussen 12 en 24 jaar vallen. In de derde plaats moest in de studies gebruik gemaakt worden van een controlegroep. Deze controleconditie kon bestaan uit geen behandeling, placebobehandeling, behandeling zoals gebruikelijk, of een andere conditie waarin het niet of minimaal de bedoeling is verandering op het gebied van alcohol- en drugsgebruik bij de jongere te bewerkstelligen. Studies waarin twee interventies met elkaar worden vergeleken die ongeveer equivalent zijn in intensiteit en duur, zijn niet meegenomen in deze meta-analyse. Een voorbeeld hiervan is de studie van Kaminer et al. (2002), waarin psyco-educatie en cognitieve gedragstherapie met elkaar vergeleken worden. Alleen gepubliceerde studies werden geselecteerd. Random toewijzing aan de controle- of interventiegroep was niet noodzakelijk. Wanneer in een studie gerapporteerd werd over roken, werd deze informatie, voor zover mogelijk was, weggelaten (Brown, 1989). De studies dienden statistisch onafhankelijk van elkaar te zijn. Wanneer studies statistisch afhankelijk van elkaar waren, werd het oudste, originele artikel in de meta-analyse opgenomen. Het zoeken naar literatuur resulteerde in 24 studies die voldeden aan de bovenstaande criteria. Tabel 1 laat een overzicht zien van de studies die in deze meta-analyse zijn opgenomen. Deze studies zijn in de referentielijst aangegeven met een asterisk.
4
Tabel 1
Studie
Studie kenmerken Jaar
N
Leeftijd
Man (%)
Autochtoon (%) Alcohol
Amini Azrin Braukman Carroll Deas Geller Godley Gray Henggeller Latimer Marsden McCambridge Morral Niederhofer 1 Niederhofer 2 Niederhofer 3 Peterson Riggs Slesnick Spirito Spooner Tait Vaglum Winters
1982
●
80
●
74
●
Harddrugs
Nameting (maanden)
Type behandeling
Setting Residentieel (Ja/Nee)
Setting Justitieel (Ja/Nee)
Dropout (%)
Non – Respons (%)
Ja
3–9
Familie & Groep
Ja
Ja
17
16
Ja
0–3
Familie & Groep
Nee
Nee
10
0
Nee
0–3
Familie & Groep
Nee
Ja
0
21
Mixed
74
16.1
69
1994
26
16
77
1985
185
2006
79
21
90
23
2000
10
16.9
80
80
1998
21
16.3
64
2002
114
16.7
76
74
●
●
2005
140
17.8
47
31
●
●
●
2002
80
19.6
76
40
●
●
●
2002
42
16.6
77
86
●
●
2006
299
18.9
66
76
●
●
●
Ja
3–9
Motivatie
Nee
Nee
0
12
2005
162
19.6
54
41
●
●
●
Ja
9 – 12
Motivatie
Nee
Nee
0
19
2004
449
16.5
87
16
Nee
0–3
Familie & Groep
Ja
Ja
2003
26
17.3
65
●
Ja
0–3
Medicatie
Ja
Nee
7
0
2003
26
17.3
65
●
Ja
0–3
Medicatie
Ja
Nee
47
0
2003
26
17.5
58
Ja
0–3
Medicatie
Ja
Nee
7
0
2006
186
17.7
66
72
Ja
3–9
Motivation
Nee
Nee
0
2
2004
36
15.8
81
69
2005
86
14.8
41
37
2004
114
15.6
64
72
2000
88
16.7
53
2005
87
17.9
47
1980
141
19
43
2000
206
56
52
Cannabis
Random (Ja/Nee)
● ● ●
●
● ● ●
●
●
83
●
●
●
●
●
Motivatie
Nee
Ja
32
15
Medicatie
Nee
Nee
0
0
Ja
0–3
Medicatie
Nee
Nee
16
0
Ja
0–3
Familie & Groep
Nee
Nee
0
3
Nee
3–9
Motivatie
Nee
Nee
0
15
Ja
9 – 12
Familie & Groep
Nee
Ja
2
9
Ja
3–9
Familie & Groep
Nee
Nee
5
9
Ja
0–3
Medicatie
Nee
Nee
48
0
●
Ja
9 - 12
Familie & Groep
Nee
Nee
23
12
Ja
9 – 12
Motivation
Nee
Nee
0
11
●
Nee
3–9
Familie & Groep
Ja
Nee
2
18
0
32
●
● 85
3–9 0–3
●
●
●
Ja Ja
●
5
Ja
9 - 12
Motivation
Nee
Nee
Nee
9 - 12
Familie & Groep
Ja
Nee
Nee
9 – 12
Familie & Groep
Ja
Nee
12 22
3
Codering Er zijn verschillende factoren die mogelijk van invloed zijn op de resultaten van een interventie. Het gaat hierbij om studiekenmerken, karakteristieken van de client, kenmerken van de publicatie en eigenschappen van de interventie. De volgende cliëntkenmerken werden gecodeerd: leeftijd, sekse en etniciteit. Met betrekking tot de soort drugs die de jongere gebruikt, wordt onderscheid gemaakt tussen alcohol, marihuana, harddrugs en meervoudig drugsgebruik. De volgende studiekenmerken werden gecodeerd: randomisering, het type meting (urine-analyse of zelfrapportage), de definitie van succes (abstinentie of reductie), het percentage drop-out tijdens de behandeling, de tijd tussen de voor- en de nameting, de vergelijking van de interventie- en onderzoeksgroep op de voormeting (vergelijkbaar, controlegroep gebruikt meer drugs, of de interventiegroep gebruik meer drugs), en het percentage nonrespons op de nameting. Met betrekking tot de interventie werden 2 eigenschappen gecodeerd: de lengte van de behandeling, de soort behandeling (medicatie, motivationeel, of familie/groepsbehandeling) en de setting waarin de behandeling plaatsvond (residentieel of niet-residentieel). Wat betreft de kenmerken van de publicatie is alleen het jaar van de publicatie meegenomen in de codering.
Data-analyse De kans dat jongeren een half jaar na de behandeling terugvallen in hun oude patroon van alcohol en drugsgebruik is groter dan de kans dat zij na een week terugvallen. De effecten vlak na de behandeling zouden dan groter zijn dan de effecten na een langere periode. Om een juiste vergelijking te kunnen maken is besloten dat wanneer een studie rapporteert over meerdere nametingen binnen het eerste jaar na behandeling, de laatste uitkomsten meegenomen worden in de meta-analyse. Wanneer alleen uitkomsten gerapporteerd worden van nametingen meer dan een jaar na de behandeling zijn de gegevens van de meest recente nameting gebruikt. De effecten na een aantal jaren geven meer informatie over de ontwikkeling van kinderen en adolescenten naar volwassenen, dan over het werkelijke effect van de interventies. Na een aantal jaren is het effect van een behandeling beïnvloed door factoren die horen bij het ouder worden, zoals het afronden van school en een baan krijgen, welke ook invloed kunnen hebben op het alcohol- en drugsgebruik van de persoon. De afzonderlijke studies die zijn meegenomen in deze meta-analyse bevatten verschillende statistieken (F, t, p, en X2) die zijn omgerekend naar Cohen`s d. Effectgroottes van d = .80, d=.50, en d=.20 zijn indicaties van respectievelijk grote, middelgrote en kleine effecten. Wanneer in een studie meerdere uitkomsten gerapporteerd werden, bijvoorbeeld
6
voor verschillende soorten drugs, werden deze gecombineerd tot één effectgrootte voor de gehele studie. Een aantal studies gaf niet voldoende statistische informatie om een effectgrootte te berekenen. Er werd slechts gerapporteerd dat geen significant effect van de interventie gevonden kon worden. Aan deze studies is een effectgrootte van d = 0 toegekend, gebaseerd op p = .50, (z = 0.00). Aparte effectgroottes werden berekend voor de verschillende uitkomstmaten (alcohol, cannabis, harddrugs en meervoudig drugsgebruik). Wanneer een uitkomstmaat met verschillende instrumenten werd gemeten, urineanalyse en zelfrapportage, is de effectgrootte berekend op basis van de uitkomsten van de urineanalyse. In deze meta-analyse zijn de effectgroottes berekend met de SPSS macro’s van Lipsey en Wilson (2001) volgens het random effect model. Terwijl in een fixed effect model de toetsing van effecten gebaseerd is op het totale aantal participanten, is een random effect model de toetsing gebaseerd op het totaal aantal studies dat in de meta-analyse is opgenomen. De toetsing van significantie volgens het eerste model heeft meer statistische power, maar de resultaten hiervan zijn in mindere mate generaliseerbaar. Dit in tegenstelling tot het random effect model, waarbij de generaliseerbaarheid van de resultaten groter is. Met behulp van Q-within-statistieken wordt de homogeniteit van de gecombineerde, totale effectgroottes getoetst. Bij een significante Q-within statistiek, is er sprake is van heterogeniteit. Het is dan zinvol om een moderator-analyse uit te voeren om verschillen in effectgroottes tussen studies te kunnen verklaren met behulp van ANOVA in het geval van categorische moderatoren en regressie-analyse in het geval van continue moderatoren. Bij ANOVA duiden significante Q-between-statistieken op verschillen in effectgroottes tussen subgroepen van studies. In het geval van regressie-analyse gaat het erom of de beta’s significant zijn.
File drawer analyse Een probleem bij het uitvoeren van meta-analyses is dat veel onderzoeken niet gepubliceerd worden vanwege niet significante of negatieve resultaten. De gepubliceerde studies vormen daardoor geen goede afspiegeling van alle relevante studies betreffende het onderwerp. Om te onderzoeken of er sprake is van zo`n file drawer probleem is het fail-save number berekend, dat aangeeft wat het minimale aantal studies met niet-significante resultaten is dat gevonden moet worden om significante resultaten ongedaan te maken. Wanneer het fail-save number de kritische waarde overschrijdt dat gegeven wordt door Rosenthal`s formule 5*k+10 (waarin k staat voor het aantal studies dat opgenomen is in de meta-analsye), is het restultaat van de meta-analyse robuust te noemen. Wanneer het fail-save number onder deze waarde valt, kan 7
er sprake zijn van een file drawer probleem. Effectgroottes met een z groter dan 3,3 of kleiner dan -3.3, zogenaamde uitbijters, werden teruggebracht tot de hoogste of laagste gevonden effectgrootte binnen de normale range (Tabachnick & Fidell, 2000).
RESULTATEN
Deze meta-analyse werd uitgevoerd over 24 studies naar de effectiviteit van interventies voor jongeren met problematisch alcohol- en drugsgebruik, met in totaal 2703 participanten. Er werden geen afwijkende effectgroottes gevonden op basis van z-waarden groter dan 3,3 of kleiner dan 3,3. Het fail-save number was 146, wat de kritieke waarde Rosenthal (5*24+10) overschrijdt. Dit impliceert dat er waarschijnlijk geen sprake is van een file-drawer effect. Wanneer gekeken wordt naar de afzonderlijke uitkomstmaten, worden failsave numbers gevonden die de kritieke waarde van Rosenthal niet overschreiden. De gemiddelde effectgrootte van interventies op het alcohol en drugsgebruik onder jongeren was d=.39, wat duidt op een matig effect van de interventies (betrouwbaarheids interval van .22 tot .57). Wanneer gekeken wordt naar de verschillende uitkomstmaten is een homogeen beeld te zien. Voor de verschillende soorten drugs variëren de effectgroottes van .25 voor harddrugs tot .42 bij poly-drugsgebruik. Zie Tabel 2 voor deze resultaten.
Tabel 2 Resultaten meta-analyse middelengebruik onder jongeren.
Uitkomst variabele Alcohol Cannabis Hard drugs Mixed Overall
N Aantal participanten
K Aantal studies
effectgrootte d (random effects)
1597 1373 1182 1073 2703
16 10 8 9 24
.33*** .28*** .25 .42* .39***
95% Betrouwbaarheidsinterval .12 to .53 .10 to .46 -.07 to .57 .00 to .83 .22 to .57
Q statistic within studies 230.00*** 93.01*** 209.91*** 307.32*** 442.13***
Fail-safe Number 42 26 -1 4 146
*p < .05. ** p < .01. *** p < .001.
Hoewel er weinig variëteit gevonden werd in de effectgrootte voor de verschillende uitkomstvariabelen (alcohol, cannabis, harddrugs and mixed drug use), is er veel verschil gevonden in de effectgrootte van de studies, variërend van -.36 tot 1,44 ( zie Tabel 3).
8
Tabel 3 Stem-and-Leaf Plot van de effectgroottes: overall
Frequentie Stem & Leaf 4,00 12,00 4,00 4,00
-0 . 1123 0 . 000112233344 0 . 5889 1 . 1111
Er is sprake van heterogeniteit van de gecombineerde effectgrootte overall (Q=442.13, p < .001) Afzonderlijke moderatoranalyses werden uitgevoerd over continue en categorische moderatoren om inzicht te krijgen in factoren die van invloed zijn op de verschillen in effectgrootte tussen studies. Een serie van ANOVA`s laat zien dat een drietal categorische moderatoren van invloed was op de effectiviteit van de interventies (Tabel 4). Een regressieanalyse laat zien dat ook drie continue variabelen van invloed zijn op de effectiviteit van interventies (Tabel 5). De ANOVA (Tabel 4) voor de vergelijkbaarheid van onderzoeks- en controlegroep op de voormeting laat zien dat de effectgroottes groot zijn (d=.75) wanneer de controle en de interventiegroep vergelijkbaar zijn op de voormeting. Een medium effect (d=.47) is gevonden wanneer de controlegroep meer drugs gebruikt bij de voormeting. Wanneer de controlegroep minder drugs gebruikt op de voormeting wordt geen effect van de interventie gevonden (d=.01). In vergelijking met motivationele interviews (d=.14) en familie- of groepsbehandeling (d=.36), worden de beste resultaten van behandeling behaald met medicatie (d=.86). Een kleiner effect wordt gevonden voor interventies de plaatsvonden in een justitiële setting. Voor de continue variabelen (Tabel 5) wordt een hogere effectgrootte gevonden bij een hoger drop-out percentage, en een lagere effectgrootte wordt gevonden wanneer de nonrespons op de nameting hoger is, respectievelijk b = .40 (p < .05) and b = -.68 (p < .001). Het effect dat gevonden wordt voor etniciteit geeft aan dat interventies beter werken wanneer het percentage autochtonen hoger is b= .45 (p < .05). De interpretatie van de resultaten wordt bemoeilijkt door de samenhang tussen moderatoren. Om te toetsen wat het unieke effect is van de moderatoren op de effectgroottes, werden alle significante moderatoren meegenomen in een regressie-analyse. Missende scores werden geschat met het expectation maximalization (EM) algoritme. Om moderatoren met meer dan twee categorieën te kunnen analyseren in de regressie-analyse, werden deze omgezet in meerdere dichotome variabelen.
9
Type behandeling (Medicatie, familie & groepsbehandeling en motivationele behandeling) en de vergelijkbaarheid van onderzoeks- en controlegroep op de (favouring control group, favouring intervention group, and equivalent groups) werden omgezet in 2 dichotome variabelen. Tabel 4 Moderator analyse: categorische variabelen
Moderator variabelen
95% Betrouwbaarheidsinterval
N Aantal participanten
K Aantal studies
2703
24
.39***
.22 to .57
1494 1209
18 6
.45*** .24
.25 to .65 -.09 to .57
1235 848 620
8 9 7
-.01 .47*** .75***
-.21 to .19 .27 to .68 .53 to .97
919 908 876
10 7 7
.57** .24 .32*
.30 to .84 -.06 to .54 .02 to .62
1036 1667
8 16
.57*** .30**
.28 to .86 .09 to .51
867 1836
5 19
.02 .49***
-.31 to .35 .32 to .67
1067 145 1491
7 6 11
.14 .86*** .36***
-.12 to .39 .54 to 1.18 .15 to .56
422 2281
7 17
.85*** .32***
.25 to .91 .12 to .52
Overall Randomized Ja Nee Vergelijkbaarheid op voormeting Betere controlegroep Betere interventiegroep Vergelijkbare groepen Tijd nameting 0-3 maanden 3-9 maanden 9-12 maanden Residentiele setting Ja Nee Justitiele setting Ja Nee Type Behandeling Motivatie Medicatie Familie- of groepsbehandeling Uitkomsten Enkelvoudig Meervoudig
effectgrootte d
Q statistic between studies 1.07
17.30 7.19 26.69*** 4.68 8.69 11.55 2.78 13.43 3.35 7.39 2.17 13.44 10.87 6.24* .85 23.92 12.21** 4.22 5.98 14.62 1.75 7.81 16.89
*p < .05. ** p < .01. *** p < .001.
Tabel 5 Moderator analyse: continue variabelen Moderator variabelen
Jaar van publicatie Percentage man Leeftijd Percentage autochtonen Duur van behandeling Drop out percentage Non-response percentage op nameting
Q statistic within studies 442.13***
N Aantal participanten
K Aantal studies
2703 2518 2312 2375 2703 2113 2661
24 23 22 19 24 22 23
*p < .05. ** p < .01. *** p < .001.
10
Beta .05 -.02 -.20 .45 -.04 .40 -.68
Z .34 -.12 -.98 2.15 -.19 2.08 -4.50
p .81 .90 .33 .03 .85 .04 .00
Correlaties tussen de moderatoren varieerden van r = -.65 (tussen non-respons op de nameting en interventie met behulp van medicatie) en r= .73 ( tussen een betere controlegroep op de voormeting en interventies uitgevoerd justitiële setting). Wanneer medicatie als behandeling wordt toegepast is de non-respons op de nameting lager, wanneer interventies worden uitgevoerd in justitieel kader deed de controlegroep het beter op de voormeting. De grote verschillen in effectgrootte tussen de afzonderlijke studies is waarschijnlijk het resultaat van verschillende factoren, waaronder ook methodologische verschillen tussen de studies. De effectgroottes die gevonden worden in de studies zouden dan bepaald kunnen worden door methodologische karakteristieken van de studie, en niet meer door de werkelijke impact van de behandeling. Om te controleren voor deze mogelijkheid, worden eerst de moderatoren die betrekking hebben op de interventie zelf in een regressie-analyse toegevoegd (model 1) daarna worden alle moderatoren (interventie en methodologische) toegevoegd (model 2 ). De resultaten van deze regressie-analyse zijn te zien in Tabel 6. Na controle voor methodologische variabelen blijken etniciteit, de vergelijkbaarheid van de interventie- en controlegroep op de voormeting en het percentage non-respons een unieke invloed hebben op de effectgroottes. Multicollineariteit werd onderzocht door voor iedere moderator een Variance Inflation Factor (VIF) te berekenen. Wanneer deze waarden niet hoger zijn dan 10, is het onwaarschijnlijk dat er problemen zijn met multicollineariteit (Myers, 1990). De VIF van alle moderatoren ligt ruim onder de 10, variërend van 1.46 tot 3,77. Van problemen met multicollineariteit lijkt derhalve geen sprake te zijn.
Tabel 6 Regression Analysis of significant moderators
Moderators
b
Model 1 z
b
Justitiële Setting Type Behandeling Motivatie (1 = nee; 2 = ja) Medicatie (1 = nee; 2 = ja) Etniciteit (1 = allochtoon; 2 = autochtoon) Vergelijking van groepen op voormeting Betere controlegroep (1 = nee; 2 = ja) Vergelijkbare groepen (1 = nee; 2 = ja) Drop-out tijdens behandeling Non-response op nameting
.33
1.93
-.01
-.08
-.31 .31 .17
-2.01* 1.98* 1.05
.10 .02 .38
.72 .16 3.02**
-.05 .41 .10 -.53
-0.28 3.20** .82 -3.25**
R2 = .51 Q (4, 19) = 26.58***
11
Model 2 z
R2 = .79 Q (8, 15) = 93.46***
DISCUSSIE Het doel van deze studie was om de effectiviteit van interventies voor problematisch alcoholen drugsgebruik onder jongeren te onderzoeken door middel van een meta-analyse, en na te gaan welke kenmerken van cliënten, interventies en studies van invloed zijn op de effectiviteit van deze interventies. Deze meta-analyse laat zien dat interventies voor jongeren op het gebied van alcohol- en drugsgebruik een matig, positief effect hebben (d=.39). Dit betekent dat cliënten die deel uitmaakten van de interventiegroep meer vooruitgang boekten dan jongeren die geen of minimale behandeling kregen. Meer dan 15 jaar geleden concludeerden Catalano en collega`s (1990/1991) dat het geven van een behandeling bij problematisch alcohol- en drugsgebruik altijd beter is dan geen behandeling. Er was echter geen bewijs dat een bepaalde interventie meer effect zou hebben. Ook was er geen inzicht in factoren die van invloed zijn op de effectiviteit. Uit deze metaanalyse blijkt dat het inderdaad beter is om een behandeling aan te bieden. Op basis van de resultaten van deze meta-analyse is het echter ook mogelijk om uitspraken te doen over factoren die van invloed zijn op deze effectiviteit, niet op beschrijvend niveau, zoals in narrative reviews, maar statistisch getoetst. Moderatoranalyse laat zien dat effecten groter zijn wanneer een interventie in een niet justitiële setting uitgevoerd wordt en wanneer de onderzoeksgroep voor het grootste gedeelte bestaat uit autochtone jongeren. Interventies waarbij medicatie wordt gebruikt zijn effectiever dan groeps- of gezinstherapie of motivationele interventies. Hogere drop-out percentages, lagere non respons op de nameting en een vergelijkbare onderzoeks- en controlegroep op de voormeting hangen samen met een hogere effectgrootte. Unieke effecten zijn er voor etniciteit, de vergelijkbaarheid van de interventie- en controlegroep op de nameting en het percentage non-response op de nameting. De overall effectgrootte die gevonden wordt in deze meta-analyse is vergelijkbaar met het effect dat wordt gevonden in de studie naar effectieve interventies voor problematisch alcohol- en drugsgebruik voor volwassenen (Prendergast et al, 2002). Zowel interventies voor volwassenen als interventies voor jongeren hebben een matig positief effect: respectievelijk d=.33 en d=.39. Over mogelijke verschillen tussen jongeren en volwassenen in factoren die van invloed zijn op effectiviteit van behandeling is weinig te zeggen. In deze studie zijn niet dezelfde moderatoren gecodeerd als in de studie van Prendergast et al.
12
Etniciteit Bestaande interventies voor alcohol- en drugsgebruikende jongeren hebben meer effect wanneer de onderzoeksgroep merendeels bestaat uit autochtone jongeren. Een mogelijke verklaring hiervoor zou kunnen zijn dat de bestaande behandelingen grotendeels ingericht zijn naar de eigenschappen van de grotendeels autochtone populatie. (Milligan, Nich, & Carroll, 2004) Sommige onderzoekers suggereren dat unieke karakteristieken en cultuurgerelateerde factoren (zoals prevalentie en patronen van drugsgebruik) van specifieke groepen resulteren in verschillen in response to treatment (Strada, Donohue, & Lefforge, 2006). Aanvullend onderzoek is nodig om de speciale behoeften van deze etnische groepen te achterhalen, en behandelingen te kunnen geven die meer passen bij hun specifieke doelen en verwachtingen.
Justitiële setting In justitiële settings worden minder goede resultaten behaald met interventies dan in niet- justitiële settings. Dit is mogelijk verklaarbaar doordat ook deze jeugdige delinquenten andere behoeften hebben, en niet alleen problemen met middelengebruik. De behandeling moet gericht zijn op het alcohol- en drugsgebruik, maar tegelijkertijd ook effectief zijn in het reduceren
van
crimineel
gedrag.
Onder
jeugdige
delinquenten
komen
meer
gedragsproblematiek en sociale problemen voor. Bij de behandeling moet rekening gehouden worden met deze problemen, en de onderdelen van de behandeling moeten goed op elkaar afgestemd zijn (Brownsberger et al., 2004).
Soort interventie Uit de resultaten blijkt dat medicatie de meest effectieve interventie is voor jongeren met alcohol- en drugsproblematiek. Gezins- en groepstherapie heeft een matig effect, terwijl korte motivationele interventies geen effect blijken te hebben. In het review van Waxmonsky en Wilens (2005) komt naar voren dat de medicatie vooral toegepast wordt bij jongeren met een dubbele diagnose, dat wil zeggen: verslaving aan drugs of alcohol én een psychische stoornis. Dit geldt ook voor de studies naar de effectiviteit van medicatie die in deze metaanalyse opgenomen zijn. Hoewel blijkt dat medicatie als interventie voor jongeren met drugsof alcoholverslaving goede resultaten geeft, moet opgemerkt worden dat de nameting in vrijwel alle studies direct na de interventie gehouden werd. Over effectiviteit van medicatie op langere termijn zijn op basis van deze meta-analyse geen uitspraken te doen.
13
Hoog drop-out percentage & lage non-respons percentage op de nameting Wanneer het percentage jongeren dat voortijdig met de behandeling is gestopt hoger is, worden grotere effectgroottes gevonden. Dit betekent dat de behandeling effectiever is voor jongeren die de behandeling afmaken. Mogelijk is dit resultaat verklaarbaar doordat de jongeren die de interventie afmaken meer gemotiveerd zijn om de behandeling tot een goed resultaat te brengen, en de minder gemotiveerde jongeren tijdens de behandeling uitvallen. Prendergast et al. (2002) stellen dat motivatie mogelijk een belangrijke voorspellende factor is van behandeluitkomsten. Een hogere non-respons op de nameting hangt samen met een lagere effectgrootte. Het is mogelijk dat jongeren voor wie de interventie weinig effectief is geweest, ook minder gemotiveerd zijn om aan de nameting mee te werken.
Vergelijkbaarheid van experimenele en controlegroep op de voormeting De vergelijkbaarheid van de experimenele en controlegroep op de voormeting heeft belangrijke invloed op de interventie-effecten die op de nameting worden gevonden (zie Heinsman & Shadish, 1996; Shadish & Ragsdale, 1996). In deze meta-analyse werden geen interventie-effecten gevonden op de nameting wanneer de experimentele groep op de voormeting meer drugs gebruikte dan de controlegroep. Bij equivalentie van de experimentele en controlegroep vonden we de grootste interventie-effecten (d = .75), zelfs groter dan wanneer de experimentele groep al op de voormeting minder drugs gebruikte dan de controlegroep (d = .47). Wanneer de effecten van curatieve interventies voor drugsgebruik onder jongeren onderzocht worden is het van belang dat de experimentele en controlegroep niet systematisch van elkaar verschillen (zie Shadish, Matt, Navarro, & Phillips, 2000). Om dit te bereiken is een randomized control trial vereist met een voldoende steekproefomvang.
Om na te gaan wat de unieke invloed is van moderatoren op de gemiddelde effectgrootte van interventies voor middelengebruik onder jongeren is regressie-analyse uitgevoerd. Er blijven twee studiekenmerken over (vergelijkbaarheid van onderzoeks- en controlegroep op de voormeting, en het percentage non-respons op de nameting) die een uniek effect hebben op de effectgrootte, en één steekproefkenmerk (het percentage allochtone jongeren in de studie). Dit impliceert dat de effectiviteit van curatieve interventies die tot doel hebben drugsgebruik bij jongeren te reduceren gemaskeerd wordt door studie- en steekproefkenmerken. In deze meta-analyse hebben we door het relatief kleine aantal beschikbare studies een beperkt aantal moderatoren kunnen coderen. Wanneer de hoeveelheid gecontroleerde studies 14
groter is, is het mogelijk om de invloed van meer kenmerken van studies, behandelingen, en onderzoeksgroepen te onderzoeken. Het is van belang om dan ook te kijken naar de invloed van gedragsproblemen, gezinskenmerken en de opleiding van de jongere. Geen van de studies die in deze meta-analyse zijn opgenomen, zijn in Nederland uitgevoerd. Al is het niet met zekerheid te zeggen of de resultaten van deze meta-analyse ook in Nederlandse context gelden, deze resultaten geven echter wel een indicatie van de werkzamheid van behandelingen. Zolang er geen resultaten zijn van Nederlands onderzoek, zal bij het opzetten van nieuwe interventies en het verbeteren van bestaande interventies de Amerikaanse literatuur als leidraad gebruikt moeten worden. De kwaliteit van een meta-analyse is afhankelijk van de kwaliteit van de studies die opgenomen zijn in de analyses. Wanneer specifieke groepen jongeren ontbreken in de studies die opgenomen zijn in de meta-analyse, zullen de resultaten van deze meta-analyse niet generaliseerbaar zijn naar deze groepen. In deze meta-analyse is gebruik gemaakt van studies met een controlegroep, waarbij al dan niet sprake was van random toewijzing aan de controleof interventiegroep. Samenvattend kan gesteld worden dat bestaande interventies voor jongeren met problematisch alcohol- en drugsgebruik effectief zijn, maar mogelijk minder effectief voor allochtone jongeren. Onderzoeken waarin de experimentele en controlegroep op de voormeting vergelijkbaar zijn, laten een groot effect zien. Het lijkt erop dat gezinstherapie en gebruik van medicatie effectief zijn voor de reductie van drugsgebruik onder jongeren, maar nader onderzoek is nodig, omdat de gevonden effecten niet onafhankelijk zijn van studie- en steekproefkenmerken. Aangezien geen Nederlandse studies in de meta-analyse opgenomen waren en culturele verschillen een belangrijke invloed lijken te hebben op de effectiviteit van interventies, pleiten we voor Nederlands effectonderzoek bij zowel allochtone en autochtone jongeren.
15
LITERATUUR
(Studies voorafgegaan door een asterisk werden megenomen in de meta-analyse.) *Amini, F., Zilberg, N.J., Burke, E.L., & Salasnek, S. (1982) A controlled study of inpatient vs. outpatient treatment of delinquent drug abusing adolescents: one year results. Comprehensive Psychiatry, 23, 436-444. *Azrin, N.H., Donohue, B., Besalel, V.A., Kogan, E.S., & Acierno. R. (1994) Youth drug abuse treatment: a controlled outcome study. Journal of Child & Adolescent Substance Abuse, 3, 1-16. *Braukmann, C.J., Bedlington, M.M., Belden, B.D., Braukman, P.D., Husted, J.J., Ramp, K.K, & Wolf, M.M. (1985) Effects of community-based group-home treatment programs on male juvenile offenders` use and abuse of drugs and alcohol. American Journal of Drug and Alcohol Abuse, 11, 249-278. Brown, S.A., Vik, P.W., & Creamer, V.A. (1989) Characteristics of relapse following adolescent substance abuse treatment. Addictive Behaviors, 14, 291-300. Brownsberger, W.N, Love, C.T., Doherty, P.L. & Shaffer, H.J. (2004) Potential demand for substance abuse treatment in the criminal justice setting. Criminal Justice Policy Review, 15, 37. *Carroll, K., Easton, C.J., Nich, C., Hunkele, K.A., Neavins, T.M., Sinha, R., Ford, H.L., Vitolo, S.A., Doebrick, C.A., & Rounsaville, B.J. (2006) The use of contingency management and Motivatie/skills-building therapy to treat young adults with marijuana dependence. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 74, 955-966. Catalano, R.F., Hawkins, J.D., Wells, E.A., Miller, J. & Brewer, D. (1990/1991) Evaluation of the effectiveness of adolescent drug abuse treatment, assessments of risks for relapse and promising approaches for relapse prevention. The International Journal of the Addictions, 25, 1085-1140. Chinet, L., Plancherel, B., Bolognini, M., Bernard, M., Laget, J., Daniele, G., & Haflon (2006) Substance use and depression. Comparative course in adolescents. European Child and Adolescent Psychiatry, 15, 149-155. Cunningham, J.A. (1999) Brief report. Untreated remissions from drug use: the predominant pathway. Addictive Behaviours, 24, 267-270. Cruts, A.A.N, Lempers, A.L.F, Ketelaars, A.P.M, Laar, M.W, van & Mheen, H. van de. (2004) Monitoring van alcohol en drugs onder de loep: Een onderzoek naar opbrengst
16
en lacunes van informatiesystemen op het gebied van alcohol en drugs. Trimbos Instituut. Deas, D., & Thomas, S.E. (2001) An overview of controlled studies of adolescent substance abuse treatment. The American Journal on Addiction, 10, 178-189. *Deas, D., Randall, C.L. Roberts, J.S., & Anton, R.F. (2000) A double-blind, placebocontrolled trial of sertraline in depressed adolescent alcoholics: a pilot study. Human Psychopharmacology, 15, 461-469. Engberg J., & Morral A. R. (2006) Reducing substance use improves adolescents’ school attendance. Addiction, 101, 1741–1751. *Geller, B., Cooper, T.B., Sun, K., Zimerman, B., Frazier, J., Williams, M., & Heath, J. (1998) Double-blind and placebo-controlled study of lithium for adolescent bipolar disorders with secondary substance dependency. Journal of the American Academy of Child & Adolescent Psychiatry, 32, 171-178. Gil, A.G., Wagner, E.F., & Tubman, J.G., (2004) Associations between early-adolescent substance use and subsequent young-adult substance use disorders and psychiatric disorders among a multiethnic male sample. American Journal of Public Health, 94. *Godley, M.D., Godley, S.H., Dennis, M.L., Funk, R., & Passetti, L.L. (2002) Preliminary outcomes from the assertive continuing care experiment for adolescents discharged from residential treatment. Journal of Substance Abuse Treatment, 23, 21-32 *Gray, E., McCambridge, J., & Strang, J. (2005) The effectiveness of Motivatie interviewing delivered by youth workers in reducing drinking, cigarette and cannabis smoking among young people: quasy-experimental pilot study. Alcohol & Alcoholism, 40, 535539. Heinsman, D.T. & Shadish, W.R. (1996) Assignment methods in experimentation: When do nonrandomized experiments approximate answers from randomized experiments? Psychological Methods, 1, 154-169. *Henggeler, S.W., Pickrel, S.G., & Brondino, M.J. (1999) Multisystemic treatment of substance-abusing and –dependent delinquents: outcomes, treatment fidelity, and transportability. Mental Health Services Research, 1, 171-183. Kaminer, Y., Burleson, J.A. & Goldberger, R. (2002) Cognitive-behavioral coping skills and psychoeducation therapies for adolescent substance abuse. Journal of Nerveaus & Mental Disease, 190, 737-745. King, K.M., Meehan, B.T., Trim, R.S., & Chassin, L. (2006) Substance use and academic outcomes: synthesing findings and future directions. Addiction, 101, 1688-1689. 17
*Latimer, W.W., Winters, K.C., D`Zurilla, T., & Nichols, M. (2003) Integrated family and cognitive-behavioral therapy for adolescent substance abusers: a stage I efficacy study. Drug and Alcohol Dependence, 71, 303-317. Lipsey, M. W., & Wilson, D. B. (2000). Practical meta-analysis (Vol. 49). London: Sage Machado, M.P. (2005) Substance abuse treatment, what do we know? An economist’s perspective. The European Journal of Health Economics, 50, 53-64. *Marsden, J., Stillwell, G., Barlow, H., Boys, A., Taylor, C., Hunt, N., & Farrell, M. (2006) An evaluation of a brief Motivatie intervention among young ecstasy and cocaine users: no effect on substance and alcohol use outcomes. Addiction, 101, 1014-1026. *McCambridge, J., & Strang, J. (2004) The efficacy of single-session Motivatie interviewing in reducing drug consumption and perceptions of drug-related risk and harm among young people: results from a multi-site cluster randomized trial. Society for the Study of Addiction, 99, 39-52. Milligan, C.O., Nich, C.N. & Carroll, K.H. (2004) Ethnic differences in substance abuse treatment retention, compliance, and outcome from two clinical trials. Psychiatric Services, 55, 168-173. *Morral, A.R., McCaffrey, & D.F., Ridgeway, G. (2004) Effectiveness of community-based treatment for substance-abusing adolescents: 12-month outcomes of youths entering Phoenix Academy of alternative probation dispositions. Psychology of Addictive Behaviors, 18, 257-268. Myers, R. (1990). Classical and modern regression with applications (2nd ed.). Boston, MA: Duxbury Press. *Niederhofer, H., & Staffen, W. (2003) Acamprosate and its efficacy in treating alcohol dependent adolescents. European Child & Adolescent Psychiatry, 12, 144-148. *Niederhofer,H., & Straffen, W. (2003-2) Comparison of disulfram and placebo in treatment of alcohol dependence of adolescents. Drug and Alcohol Review, 22, 295-297. *Niederhofer, H., & Straffen, W. (2003-3) Comparison of cyanamide and placebo in the treatment of alcohol dependence of adolescents. Alcohol & Alcoholism, 38, 50-53. Oudshoorn, Brans, Duyx & Eussen (2002) Kinder- en adolescentenpsychiatrie. Houten: Bohn Stafleu van Loghum *Peterson, P.L., Baer, J.S., Wells, E.A., Ginzler, J.A., & Garrett, S.B. (2006) Short-term effects of a brief Motivatie intervention to reduce alcohol and drug risk among homeless adolescents. Psychology of Addictive Behaviors, 3, 254-264.
18
Prendergast, M.L., Podus, D., Chang, E., & Urada, D. (2002) The effectiveness of drug abuse treatment: a meta-analysis of comparison group studies. Drug and Alcohol Dependence, 67, 53-72. *Riggs, P.D., Hall, S.K., Mikulich-Gilbertson, S.K., Lohman, M., & Kayser, A. (2004) A randomized controlled trial of pemoline for attention-deficit/hyperactivity disorder in substance-abusing adolescents. Journal of the American Academy of Child & Adolescent Psychiatry, 43, 420-429. Semple, D.M., McIntosh, A.M., & Lawrie, S.M. (2005). Cannabis as a risk factor for psychosis: systematic review. Journal of Psychopharmacology, 19, 187-194. Shadish, W. R., Matt, G. E., Navarro, A. M., & Phillips, G. (2000). The effects of psychological therapies under clinically representative conditions: A meta-analysis. Psychological Bulletin, 126, 512-529. Shadish, W.R., & Ragsdale, K. (1996) Random versus nonrandom assignment in controlled experiments: do you get the same answer? Journal of Consulting and Clinical Psychology, 64, 1290-1305. *Slesnick, N., & Prestopnik, J.L. (2005) Ecology based family therapy outcome with substance abusing runaway adolescents. Journal of Adolescence, 28, 277-298. Sobell, M.B., & Sobell, L.C. (2007) Substance use, health and mental health. Clinical Psychology: Science and Practice, 14, 1-5. *Spirito, A., Monti, P.M., Barnett, N., Colby, S.M., Sindelar, H., Rohsenow, D.J., Lewander, W., & Myers, M. (2004) A randomized clinical trial of a brief Motivatie intervention for alcohol-positive adolescents treated in an emergency department. Journal of Pediatrics, 396-402. *Spooner, C., Mattick, R.P., & Noffs, w. (2001) Outcomes of a comprehensive treatment program for adolescents with a substance-use disorder. Journal of Substance Abuse Treatment, 20, 205-213. Strada, M.J., Donohue, B. & Lefforge, N.L. (2006) Examination of ethnicity in controlled treatment outcome studies involving adolescent substance abusers: a comprehensive literature review. Psychology of Addictive Behaviors, 20, 11-27. Tabachnick, B.G. & Fidell, L.S. (2002) Using multivariate statistics. Boston: Allyn & Bacon. *Tait, R.J., Hulse, G.K., & Robertson, S.I. (2004) Effectiveness of a brief-intervention and continuity of care in enhancing attendance for treatment by adolescent substance abusers. Drug and Alcohol Dependence, 74, 289-296
19
*Vaglum, P., & Fossheim, I. (1980) Differential treatment of young abusers: a quasyexperimental study of a “therapeutic community” in a psychiatric hospital. Journal of Drug Issues, 505-515. Verdurmen, J., Monshouwer, K., Van Dorsselaer, S., Ter Bogt, T., Vollebergh, W. (2005). Alcohol use and mental health in adolescents: Interactions with age and genderfindings from the Dutch 2001 Health Behaviour in School-Aged Children survey. Journal of Studies on Alcohol, 66, 605-609. Verdurmen, J., Abraham, M., Planije, M., Monshouwer, K., Van Dorsselaer, S., Schulten, I., Bevers, J., & Vollebergh, W. (2006). Alcoholgebruik en jongeren onder de 16 jaar: schadelijke effecten en effectiviteit van alcoholinterventies. Utrecht: Trimbosinstituut. Walters, G.D. (2000) Spontaneous remission from alcohol, tobacco and other drug abuse: Seeking quantitative answers to qualitative questions. American Journal of Drug and Alcohol abuse, 26, 443-460. Waxmonsky, J.G., & Wilens, T.E. (2005) Pharmacotherapy of adolescent substance use disorders:
a review
of the literature.
Journal
of
child
and Adolescent
Psychopharmacology, 15, 810-825. Wenar & Kerig (2000) Developmental Psychopathology from infancy to adolescence. New York: McGraw-Hill Williams, R.J., Chang, S.Y., & Addiction Centre Adolescent Research Group (2000) A comprehensive and comparative review of adolescent substance abuse treatment outcome. Clinical Psychology: Science & Practice, 12, 138-166. *Winters, K.C., Stinchfield, R.D., Opland, E., Weller, C., & Latimer, W.W. (2000) The effectiveness of the Minnesota Model approach in the treatment of adolescent drug abusers. Addiction, 95, 601-612.
20
