Koulussa toteutettavien tukitoimien (lisätietoa aiheesta, ks. artikkeli Päiväkodissa ja koulussa toteutettavat ADHD-oireisten lasten ja nuorten tukitoimet «Varhaiskasvatuksessa ja koulussa toteutettavat ADHD-oireisten lasten ja nuorten tukitoimet»1) tehokkuutta ADHD-oireisille lapsille arvioitiin meta-analyysissä «DuPaul G, Eckert TL, Vilardo B. The effects of sch...»1, joka oli päivitys samojen tekijöiden aiemmin tekemästä meta-analyysistä «DuPaul GJ, Eckert TL. The effects of school-based ...»2. Meta-analyysiin haettiin tutkimukset ERIC-, PsycNet- ja PsycInfo-tietokannoista. Haku tehtiin lisäksi tietokantahakujen perusteella löydettyjen artikkelien lähdeluetteloista ja keskeisten tieteellisten lehtien (n = 12) lähdeluetteloista, ja lisäksi julkaisemattomia tutkimuksia tiedusteltiin 18:lta aiheesta julkaisseelta tutkijalta. Meta-analyysiin hyväksyttiin mukaan tutkimukset, joihin osallistuneet olivat päiväkoti- tai kouluikäisiä (luokka-asteelle 12 asti), ja joilla oli diagnosoitu ADHD. Tutkittavien tavanomaiset samanaikaiset häiriöt eivät olleet poissulkukriteerinä, mutta tutkimukset, joihin osallistuneilla oli aivovaurio tai jostain kehityksellisestä häiriöstä johtuen huomattavia heikkouksia useilla toimintakyvyn osa-alueilla, suljettiin pois. Interventiot oli toteutettu joko tavanomaisessa tai muussa koulussa. Tutkimuksissa tuli olla arvioituna tukitoimien vaikuttavuutta joko akateemiseen suoriutumiseen tai sosiaaliseen käyttäytymiseen, ja tukitoimien vaikuttavuutta verrattiin kontrollitilanteeseen, jossa tukitoimia ei annettu. Tutkimuksen julkaisukielen tuli olla englanti. Meta-analyysiin hyväksyttiin 60 tutkimusta (N = 1 576).
Tutkimukset ryhmiteltiin tutkimusasetelman mukaisesti satunnaistettua asetelmaa (7 % tutkimuksista) ja koe-verrokki-ryhmäasetelmaa (28 %) käyttäneisiin tutkimuksiin sekä kokeellisiin yksittäistapaustutkimuksiin (65 %). Efektikoot (ES) laskettiin kullekin tutkimusasetelmalle soveltuvalla tavalla. Huomattavaa on, että eri tutkimusasetelmille lasketut efektikoot eivät ole suoraan verrannollisia toisiinsa. Interventiot luokiteltiin pedagogisiin (25 %), joissa painopiste oli käyttäytymistä ohjaavien tilannetekijöiden muokkaamisessa, palautteita käyttäneisiin (43 %), kognitiivis-behavioraalisiin (15 %) sekä useampia menetelmiä käyttäneisiin (17 %) interventioihin.
Opiskeluun liittyvä käyttäytyminen määriteltiin tutkimuksessa laajasti, ja se vaihteli testisuoriutumisesta koulutehtävien tekemiseen. Vaikutukset opiskeluun liittyvään käyttäytymiseen eivät olleet merkitseviä satunnaistettua asetelmaa käyttäneissä tutkimuksissa (k = 2) d = 0,43, 95 % luottamusväli -0,36–1,21. Muilla asetelmilla tehdyissä tutkimuksissa vaikutukset opiskeluun liittyvään käyttäytymiseen olivat merkitseviä, koe-verrokkiryhmä-asetelma käyttäneissä (k = 10) Δ = 0,42, 95 % luottamusväli 0,09–0,93, ja kokeellisissa yksittäistapaustutkimuksissa (k = 13) ES 3,48, 95 % luottamusväli 1,77–5,20.
Vaikutukset sosiaaliseen käyttäytymiseen eivät olleet merkitseviä satunnaistettua asetelmaa käyttäneissä tutkimuksissa (k = 3) d = 0,18, 95 % luottamusväli -0,62–0,98. Muilla asetelmilla tehdyissä tutkimuksissa vaikutukset sosiaaliseen käyttäytymiseen olivat merkitseviä, koe-verrokkiryhmä-asetelmaa käyttäneissä (k = 15) Δ = 0,72, 95 % luottamusväli 0,13–1,30, ja kokeellisissa yksittäistapaustutkimuksissa (k = 33) ES 2,20, 95 % luottamusväli 0,81–3,59.
Jatkoanalyysit viittasivat siihen, että pedagogisia elementtejä sisältäneiden tutkimusten vaikutukset opiskeluun liittyvään käyttäytymiseen olivat suurempia kuin muiden interventioiden. Palautteita käyttäneiden ja kognitiivis-behavioraalisten interventioiden vaikutukset sosiaaliseen käyttäytymiseen olivat suurempia kuin muiden interventioiden.
Tekijät toteavat, että sosiaalista käyttäytymistä koskevat tulokset olivat hyvin samansuuntaiset ja -suuruiset kuin aikaisemmissa meta-analyyseissä. Tämä meta-analyysi viittasi aikaisempia suurempaan vaikuttavuuteen opiskeluun liittyvän käyttäytymisen osalta. Koska opiskeluun liittyvä käyttäytyminen oli määritelty tutkimuksessa hyvin laajasti, tulosten perusteella ei voida tehdä johtopäätöksiä koulussa toteutettujen interventioiden vaikutuksista kouluoppimiseen. Myös kognitiivis-behavioraalisten interventioiden vaikutukset olivat suuremmat kuin aiemmin. Jälkimmäisen havainnon tekijät spekuloivat johtuvan siitä, että verrattuna aikaisempiin meta-analyyseihin tähän sisällytetyissä tutkimuksissa käytetyt kognitiivis-behvioraaliset interventiot olivat aikaisempaa enemmän painottuneet luokkatilanteissa toteutettuihin interventioihin.
Kommentti: Tutkimuksen laatua laskee se, että mukaan otettujen tutkimusten laatua ei ollut arvioitu. Tutkimukseen oli sisällytetty erilaisilla asetelmilla tehdyt tutkimukset, ja huomattavaa on, että eri asetelmista lasketut efektikoot eivät olleet vertailtavissa keskenään. Meta-analyysi keskittyi ADHD-oireisten lasten toimintakyvyn kannalta hyvin olennaisiin tulosmuuttujiin.
Tukitoimien tehokkuutta arvioitiin meta-analyysissä, jonka kohteena olivat tietokantoihin PSYCHLIT (vuosina 1974–95), ERIC (1967–95) ja Dissertation Abstract International (1980–95) rekisteröidyt julkaisut «DuPaul GJ, Eckert TL. The effects of school-based ...»2. Tietokantojen ohella tutkittiin aiempien ADHD:n tai yliaktiivisuuden hoitoon keskittyneiden katsausten lähdeluettelot ja valikoitujen lehtien (n = 13) vuosikerrat vuosilta 1992–95. Meta-analyysiin hyväksyttiin tutkimukset, joiden osallistujilla oli ollut ADHD-diagnoosi tai heillä oli kuvattu olleen ADHD:lle tyypillisiä ongelmia, joissa kuvattu tukitoimi oli toteutettu ja vaikutuksia arvioitu koulussa ja joissa raportoitiin vaikutuksen suuruuden (ES) laskemiseen tarvittavat tunnusluvut. Käytetty tukitoimi piti pystyä luokittelemaan seuraaviin ryhmiin: seurausten sääteleminen (contingency management; SS), opetuksen järjestelyt (OJ) tai kognitiivis-behavioraalinen hoito (K-BI). Tutkimusasetelmista mukaan hyväksyttiin ryhmä-verrokkiryhmätutkimus, kokeellinen ryhmätutkimus ilman verrokkiryhmää ja kokeellinen yksittäistapaustutkimus. Meta-analyysiin hyväksyttiin mukaan kaikki tutkimukset (n = 63, yhteensä 637 osallistujaa), jotka täyttivät edellä mainitut ehdot. Tutkimuksen laatuun perustuvaa poissulkua ei käytetty.
Tulosten mukaan vaikutukset käyttäytymiseen olivat merkittävät kaikissa tutkimusasetelmissa: kokeellisissa yksittäistapaustutkimuksissa ES 1,16 (95 % luottamusväli 1,07–1,25), ryhmätutkimuksissa ilman verrokkiryhmää ES 0,64 (95 % luottamusväli 0,50–0,76) ja ryhmävertailuissa ES 0,45 (95 % luottamusväli 0,18–0,72). SS:n ja OJ:n vaikutukset käyttäytymisessä havaittuihin muutoksien olivat suuremmat kuin K-BI:n vaikutukset.
Vaikutukset akateemiseen suoriutumiseen olivat merkittävät ryhmätutkimuksissa ilman verrokkiryhmää ES 0,31 (95 % luottamusväli 0,21–0,40) ja kokeellisissa yksittäistapaustutkimuksissa ES 0,82 (95 % luottamusväli 0,58–1,06). Ryhmätutkimuksia aiheesta oli niin vähän, että ES:n laskeminen ei ollut mahdollista. Luotettavia eroja eri tukitoimien vaikuttavuudessa akateemiseen suoriutumiseen ei ollut.
Tukitoimet näyttivät olleen yhtä vaikuttavia yleis- ja erityisopetuksessa toteutettuina.
Vaikutuksia oli seurattu vain osassa tutkimuksista ja niissäkin pääsääntöisesti lyhyen aikaa (< 1 kuukausi), joten tukitoimien vaikutusten pysyvyyttä ei ollut mahdollista systemaattisesti arvioida. Tulokset viittaavat kuitenkin siihen, että vaikutusten pysyvyys ei ole hyvä.
Meta-analyysissä mukana olleista tutkimuksista 61/63 tarkasteli tukitoimien vaikuttavuutta ala-asteikäisillä lapsilla. Näin ollen tulosten yleistäminen alle kouluikäisiin tai yläkouluikäisiin lapsiin ei ole mahdollista.
Kommentti: Tutkijat huomauttavat, että käytetyt mukaanottokriteerit olivat tutkimusten laadun suhteen minimaaliset. Kuitenkin verrattuna muihin kouluinterventioista tehtyihin meta-analyyseihin tai systemaattisiin katsauksiin tutkimus antaa huomattavasti lisätietoa sisältäessään myös ryhmätutkimukset ilman verrokkiryhmää ja kokeelliset yksittäistapaustutkimukset, jotka ovat usein ainakin käytännössä ainoita mahdollisia asetelmia tutkittaessa psykososiaalisten tukitoimien tehokkuutta erityisesti SS:n ja OJ:n osalta. Tutkimusten vähyyden vuoksi tukitoimet oli luokiteltava 3 sisällöllisesti laajaan ryhmään, eikä tukitoimien tarkempaan jakoon perustuva analyysi niiden vaikuttavuudesta ollut mahdollinen.
Koulussa toteutettavien käyttäytymishoitojen (behavioral treatments) vaikuttavuutta arvioitiin osana kaikkia ADHD:tä koskevia käyttäytymishoitoja arvioivaa meta-analyysiä «Fabiano GA, Pelham WE Jr, Coles EK ym. A meta-anal...»3. Meta-analyysin kohteena olivat PsycInfossa indeksoidut tutkimukset vuosilta 1967–2006, näin identifioitujen artikkeleiden lähdeluetteloissa mainitut julkaisut, keskeisten tieteellisten julkaisujen vuosikerrat 1968–2006, väitöskirjat ProQuest Dissertation -tietokannasta sekä alan keskeisille tutkijoille lähetetyt pyynnöt heidän julkaisemattomien tutkimustensa tuloksista. Meta-analyysiin hyväksyttiin tutkimukset, jos niissä oli julkaistu vaikutuksen suuruuden (ES) laskemiseen tarvittavat tunnusluvut, ne sisälsivät käyttäytymisterapiaan perustuvan hoidon, joihin osallistuneilla oli ADHD-diagnoosi tai joiden ongelmia kuvattiin ADHD:n keskeisillä piirteillä. Jos tutkimus kohdistui ensisijaisesti muuhun kuin ADHD:hen, se hyväksyttiin mukaan, jos yli puolella osallistujista oli ADHD. Tutkimusta ei otettu mukaan, jos osallistuneiden älykkyysosamäärä oli raportoitu olevan alle 80, ikä oli yli 18 vuotta tai jos osallistuneiden ongelmat selittyivät paremmin jollain dokumentoidulla orgaanisella syyllä. Meta-analyysiin hyväksyttiin 114 tutkimusraporttia (n = 2 094), jotka sisälsivät 174 tutkimusta (jokainen kokeellinen yksittäistapaustutkimus laskettiin erilliseksi tutkimukseksi), joista vain osa sisälsi koulussa toteutettuja tukitoimia. Tutkimukset ryhmiteltiin tutkimusasetelman mukaisesti ryhmävertailututkimuksiksi (hoitoryhmää verrattiin ei-hoidettuun verrokkiryhmään), alku-loppumittaustutkimuksiksi (tulokset julkaistiin vain hoitoryhmästä), hoitoja vertaileviin tutkimuksiin (within-subject designs; hoitoryhmä sai useita eri hoitoja tutkimuksen eri vaiheissa) ja kokeellisiin yksittäistapaustutkimuksiin. ES:ien laskemisessa noudatettiin kullekin tutkimusasetelmalle soveltuvia menetelmiä.
Meta-analyysi tarkasteli kaikkia ADHD:tä koskevia käyttäytymishoitoja. Koulun tukitoimien kannalta olennaisimpia olivat opettajien arvioita koskevat tulokset. Ryhmävertailututkimuksissa opettajien arvioimien ADHD:n oireissa tapahtuneiden muutoksen ES-tunnuslukujen keskiarvo oli 0,79, keskihajonta 0,81, 95 % luottamusväli 0,23–1,35 (vaihteluväli 0–2,37; 8 tutkimusta); ES:ien tunnusluvut opettajien arvioimassa haittaavuudessa olivat: keskiarvo = 0,55; kh = 0,51, 95 % luottamusväli 0,20–0,90 (vaihteluväli 0,07–1,45; 8 tutkimusta). Muita tutkimusasetelmia käyttäneiden tutkimusten tunnusluvut olivat linjassa ryhmävertailututkimusten tunnuslukujen kanssa, alku-loppumittaustutkimuksissa (ADHD:n oireisiin keskiarvo = 0,79, kh = 0,78, 95 % luottamusväli 0,35–1,23 (vaihteluväli -0,19–2,09, n = 12) ja haittaavuuteen keskiarvo = 0,78, kh = 0,38, 95 % luottamusväli 0,48–1,08, (vaihteluväli 0,12–1,15, n = 6)). Muilla asetelmilla toteutettuja tutkimuksia, joissa raportoitiin opettajien arviointeja, oli niin vähän, että havainnot niistä eivät ole tässä yhteydessä relevantteja. Tutkimuksessa ei raportoitu ES:ien luottamusvälejä erikseen opettajien arviointeja koskien.
Tutkimuksista suurin osa koski alakouluikäisiä lapsia, joten tekijät toteavat, että tulosten yleistettävyys alle kouluikäisiin ja murrosikäisiin on rajoitettu.
Kommentti: Meta-analyysi sisältää hoitoryhmien vertailut ei-hoidettuihin ryhmiin ja antanee luotettavan kuvan käyttäytymishoitojen tehosta. Koulussa toteutettujen tukitoimien vaikuttavuuden arvioinnin kannasta tutkimus antaa vain rajoitetusti informaatiota, koska se ei sisällä niitä koskevien ES:ien luottamusvälejä. Meta-analyysiin sisällytettyjen tutkimusten laatua ei systemaattisesti arvioitu, laatuun perustuvaa poissulkukriteeriä ei ollut käytössä eikä laatua huomioitu vaikutuksessa ES:hin.
Vuonna 2008 julkaistussa meta-analyysissä «Van der Oord S, Prins PJ, Oosterlaan J ym. Efficac...»4 tarkasteltiin lyhytvaikutteisen metyylifenidaatin, psykososiaalisten hoitojen ja niiden yhdistelmien vaikuttavuutta ADHD:n hoidossa alakouluikäisillä lapsilla. Meta-analyysin kohteena olivat tietokannoissa PubMed, PsycInfo ja ISI Web of Science listatut, 1/1985–9/2006 julkaistut ja niiden lähdeluetteloissa mainitut tutkimukset. Meta-analyysiin hyväksyttiin tutkimukset, joissa oli käytetty satunnaistettua kontrolloitua asetelmaa, toteutettu avohoidossa, ja joissa hoidon vaikuttavuutta oli arvioitu opettajan tai vanhempien arvioilla. Hoidetut lapset olivat 6–12-vuotiaita, ja heillä ADHD oli ensisijaisena diagnoosina. Psykososiaalisten hoitojen osalta kriteerinä oli, että ne oli luokiteltu joko behavioraalisiksi (esim. lapsen ohjaaminen kotona tai koulussa käyttäytymisterapeuttisin menetelmin) tai kognitiivis-behavioraalisiksi (mukana myös kognitiivisten taitojen ohjausta, esim. ongelmanratkaisutaitoja, sosiaalisia taitoja) hoidoiksi. Hoitojen vaikuttavuutta arvioitiin ADHD:n ja uhmakkuus/käytöshäiriön oireisiin sekä sosiaaliseen ja akateemiseen suoriutumiseen. Meta-analyysiin sisältyi 26 tutkimusta, joista vain osassa oli mukana koulussa toteutettuja psykososiaalisia hoitoja.
Koulussa ilmeneviä ongelmia koskeneissa tutkimuksissa psykososiaalisten hoitojen ES opettajien arvioimiin ADHD:n oireisiin oli 0,75 (95 % luottamusväli 0,49–1,01; 11 tutkimusta), uhmakkuus/käytöshäiriön oireisiin 0,43 (95 % luottamusväli 0,26–0,69; n = 7), sosiaaliseen suoriutumiseen 0,71 (95 % luottamusväli 0,51–0,92; n = 5) ja akateemiseen suoriutumiseen 0,19 (95 % luottamusväli 0,03–0,36; n = 6). Behavioraalisten hoitojen vaikutukset olivat johdonmukaisesti suuremmat kuin kognitiivis-behavioraalisten hoitojen, mutta erot opettajien arvioissa hoitojen välillä eivät olleet tilastollisesti merkitseviä.
Psykososiaalisten hoitojen vaikutukset ADHD:n ja uhmakkuus/käytöshäiriön oireisiin olivat merkitsevästi pienemmät kuin metyylifenidaatti- tai yhdistelmähoitojen. Hoitojen välillä ei ollut eroja vaikutuksissa sosiaaliseen tai akateemiseen suoriutumiseen, akateemiseen suoriutumiseen kaikkien hoitojen vaikutus oli vain pieni, vaikutus oli tilastollisesti merkitsevä vain psykososiaalisilla hoidoilla (ES 0,19, 95 % luottamusväli 0,03–0,36; n = 6).
Yhdistelmähoidot, joissa metyylifenidaattihoitoon oli lisätty psykososiaalinen hoito, eivät olleet merkitsevästi tehokkaampia kuin pelkkä metyylifenidaattihoito.
Kommentti: Meta-analyysiin sisällytettyjen tutkimusten laatua ei systemaattisesti arvioitu, laatuun perustuvaa poissulkukriteeriä ei ollut käytössä eikä laatua huomioitu vaikutuksessa ES:hin.
Tämä teksti on linkitetty seuraaviin artikkeleihin: