Introducción

¿Tienen algunas personas terapeutas más éxito que otras con su clientela y, si es así, qué factores podrían explicar esta diferencia entre terapeutas? Esta pregunta ha recibido una atención creciente en la investigación en psicoterapia, y varios estudios indican, en efecto, una variabilidad sustancial entre terapeutas a la hora de explicar el resultado del tratamiento (Crits-Cristoph, & Mintz, 1991; Huppert et al., 2001; Zuroff et al., 2010). Estudios anteriores han señalado que la medida en que logran construir alianzas podría ser un factor importante para explicar la variabilidad del éxito terapéutico entre terapeutas (Baldwin et al., 2007; Zuroff et al., 2010).

La alianza se define generalmente como una relación profesional entre terapeuta y cliente, que consiste en un vínculo emocional y en un acuerdo sobre los objetivos y las tareas que deben ocupar un lugar central durante el tratamiento (Bordin, 1979; Elvins, & Green, 2008). Se ha demostrado que contribuye de manera significativa al resultado de la psicoterapia con personas adultas, jóvenes y familias (Flückiger et al., 2018; Murphy & Hutton 2018; Welmers-van de Poll et al., 2018). Sin embargo, varios estudios han mostrado que terapeutas difieren sustancialmente en la medida en que logran construir alianzas con su clientela (Dinger et al., 2008; Nissen-Lie et al., 2010). Así pues, identificar las características y conductas de terapeutas que contribuyen a mejores alianzas puede ser un paso importante hacia una mejor comprensión de las diferencias de eficacia del tratamiento entre terapeutas. En el presente artículo nos proponemos investigar la contribución de las conductas observadas de construcción de la alianza, la personalidad y los años de experiencia clínica de terapeutas a la alianza en el tratamiento familiar domiciliario.

Las alianzas en el tratamiento familiar

En el tratamiento familiar conjunto, construir alianzas es complejo por varias razones. En primer lugar, la persona terapeuta desarrolla simultáneamente múltiples alianzas con distintos miembros de la familia, que a menudo tienen necesidades y expectativas diferentes, o incluso contradictorias, respecto del tratamiento y de quien lo conduce. En segundo lugar, los miembros de la familia se observan y se influyen mutuamente en sus alianzas con la persona terapeuta. En consecuencia, al saberse observados por su pareja, su padre, su madre o sus hijos e hijas, los miembros de la familia pueden sentirse inseguros y reacios a mostrarse abiertos y colaboradores con la persona terapeuta (Friedlander et al., 2006a). Una última complejidad en la construcción de alianzas en el tratamiento familiar es que el resultado del tratamiento no solo se ve afectado por el vínculo y la colaboración individuales de cada miembro de la familia con la persona terapeuta, sino también por la medida en que los miembros de la familia forman una alianza entre sí, lo que también se denomina alianza dentro del sistema (Pinsof & Catherall 1986) o sentido de propósito compartido dentro de la familia (Escudero et al., 2008; Friedlander et al., 2006a, 2006b; Isserlin, & Couturier 2012).

Para abarcar estas complejidades sistémicas en un modelo integral de la alianza en terapia familiar, Friedlander et al. (2006a) desarrollaron el System for Observing Family Therapy Alliances (SOFTA). Este sistema de evaluación se basa en un modelo de la alianza en cuatro dominios, con dos dominios de alianza individual que reflejan (a) los elementos de objetivos y tareas (Enganche en el proceso terapéutico) y (b) los elementos de vínculo de la alianza (Conexión emocional con la persona terapeuta), de manera similar a la definición de la alianza de Bordin (1979) para la psicoterapia individual. Los otros dos dominios atañen a aspectos sistémicos de la alianza propios del tratamiento familiar conjunto, a saber: (c) la Seguridad dentro del sistema terapéutico, que remite a que los miembros de la familia vivan el entorno terapéutico como un lugar seguro donde pueden asumir riesgos, mostrarse abiertos y flexibles y abordar los conflictos familiares sin riesgo de daño, y (d) el Sentido de propósito compartido dentro de la familia, que es el acuerdo y la cooperación entre los miembros de la familia en torno a objetivos comunes (Friedlander et al., 2006a).

Varios estudios que utilizan el SOFTA para observar las conductas de la clientela indican la importancia del sentimiento de seguridad de los miembros de la familia y de su sentido de propósito compartido para favorecer resultados positivos de la terapia familiar (p. ej., Escudero et al., 2008; Friedlander et al., 2008b; Isserlin & Couturier, 2012; Sotero et al., 2018). Además, los resultados de un metaanálisis reciente sobre la asociación entre alianza y resultado en la terapia de pareja y familiar indican que los aspectos de la alianza típicos del tratamiento sistémico, como la seguridad dentro del sistema terapéutico o el sentido de propósito compartido de la familia, predicen mejor el resultado que las alianzas individuales con la persona terapeuta, incluso cuando se promedian estas alianzas individuales de varios miembros de la familia para medir una unidad familiar de alianza (Friedlander et al., 2018). Esto indica que los resultados de los estudios sobre las contribuciones de terapeutas a la alianza en terapia individual no pueden generalizarse sin más al tratamiento familiar, lo que subraya la importancia de un enfoque sistémico de la alianza en la práctica y la investigación en terapia familiar. Sin embargo, los estudios que examinan las contribuciones de terapeutas a la alianza en el tratamiento familiar sistémico son escasos (Sotero et al., 2017).

Las conductas de construcción de la alianza de terapeutas

La conducta observada de la persona terapeuta en sesión podría contribuir de manera importante a la alianza, como han mostrado varios estudios en terapia individual con jóvenes (Creed & Kendall 2005; Fjermestad et al., 2020; Ovenstad et al., 2020). En el tratamiento familiar conjunto, en cambio, los estudios sobre las conductas de construcción de la alianza son escasos. Diamond et al. (1999) examinaron diez casos de adolescentes en Terapia Familiar Multidimensional (MDFT) con alianzas inicialmente deficientes, y compararon cinco casos que mejoraron con cinco que no mejoraron. Encontraron que, en los casos que mejoraron, la persona terapeuta se presentaba de forma más amplia como aliada de la persona adolescente, atendía a su experiencia y formulaba objetivos personalmente significativos. En un estudio comparable sobre la alianza con adolescentes en un contexto español de terapia familiar breve, Muñiz de la Peña et al. (2012) encontraron que la persona terapeuta mostraba significativamente más respuestas competitivas en las sesiones con una alianza deficiente. La respuesta competitiva refleja las posiciones opuestas de dos personas que dialogan sobre quién tiene el control en su relación, lo que se traduce, por ejemplo, en no responder a una pregunta o en interrumpir a la otra persona cuando cambia de tema de conversación (Muñiz de la Peña et al., 2012). En el mismo estudio, los casos en que la alianza mejoró mostraron una disminución de las respuestas competitivas de la persona terapeuta. Aunque ambos estudios se referían a la terapia familiar, carecían de un enfoque sistémico de la alianza, ya que solo examinaban las alianzas individuales con adolescentes.

Otros dos estudios de caso observacionales en terapia familiar que examinan las alianzas con la familia describen cómo las alianzas mejoraron cuando la persona terapeuta (a) explicaba una justificación para introducir nuevos objetivos y tareas, (b) fomentaba vínculos emocionales con cada miembro de la familia, por ejemplo tranquilizando y mostrando empatía, (c) se centraba en las experiencias compartidas de los miembros de la familia y en objetivos acordados, y (d) invertía mucho en el sentimiento de seguridad de los miembros de la familia durante las sesiones (Escudero et al., 2012; Friedlander et al., 2014). Aunque aportan una visión valiosa de las buenas prácticas de construcción y reparación de la alianza en el contexto de la terapia familiar, ninguno de los dos estudios de caso ofreció una prueba estadística de la asociación entre las conductas de construcción de la alianza y la alianza. En consecuencia, el efecto de las conductas observadas de terapeutas sobre las alianzas en terapia familiar sigue sin estar claro.

Personalidad y experiencia clínica

Además de las conductas observables de la persona terapeuta, ciertas características individuales relativamente estables podrían influir en los procesos de alianza. Dos revisiones de estudios sobre las contribuciones de terapeutas a la alianza en psicoterapia individual indicaron que la calidez, la fiabilidad, la flexibilidad, el interés, el estado de alerta, la relajación, la seguridad en sí y el respeto son características de terapeutas asociadas a una alianza más sólida (Ackerman & Hilsenroth 2003), mientras que la rigidez, la distancia, la tensión, la inseguridad, el ensimismamiento y la actitud crítica se asocian a alianzas más pobres (Ackerman & Hilsenroth 2001). Sin embargo, pocos estudios han examinado de forma exhaustiva las asociaciones entre las características individuales estables (de personalidad) de terapeutas y la alianza, y, hasta donde sabemos, no existe ningún estudio de este tipo para el tratamiento familiar conjunto.

Un modelo bien validado que puede utilizarse para describir las características de personalidad de la persona terapeuta es el modelo de personalidad de los cinco factores (Chapman et al., 2009; McCrae & Costa 1987). Este modelo distingue cinco dominios básicos de la personalidad: neuroticismo, extraversión, apertura a la experiencia, amabilidad y responsabilidad (McCrae & Costa 1987). Es probable que el neuroticismo afecte negativamente a la capacidad de la persona terapeuta para construir alianzas sólidas, ya que remite a la inestabilidad emocional y la ansiedad, a la falta de confianza en sí y a la tensión más que a la relajación (Hoekstra & De Fruyt 2014). Se ha mostrado que el neuroticismo afecta negativamente al desempeño laboral en general (Lado & Alonso 2017), así como a la calidad de las relaciones íntimas y sociales (p. ej., Karney & Benjamin 1995; Lopes et al., 2003; Schaffhuser et al., 2014). En un estudio reciente se pidió a clientes que describieran la personalidad de su terapeuta ideal, y valoraron especialmente un bajo neuroticismo y una alta responsabilidad (Russell et al., 2020). La responsabilidad remite a la orientación a metas, la organización, la ambición, la disciplina y la fiabilidad (Hoekstra & De Fruyt 2014), lo que repercute positivamente en el desempeño laboral (Barrick & Mount, 1991; Lado & Alonso 2017). La revisión de Ackerman y Hilsenroth (2003) indicó que la fiabilidad de la persona terapeuta se asociaba a alianzas más sólidas, lo que apoya la hipótesis de que la responsabilidad de terapeutas puede repercutir positivamente en la alianza. Sin embargo, un estudio reciente sobre el estilo personal y las dimensiones de personalidad de terapeutas que ofrecían terapia individual, grupal o familiar encontró que la responsabilidad repercutía negativamente en la cercanía emocional de terapeutas con su clientela, lo que podría obstaculizar la construcción de una alianza sólida (Casari et al., 2019).

Los otros tres dominios del modelo de los cinco grandes representan rasgos que probablemente repercuten de forma positiva en la alianza. Las personas extravertidas disfrutan de la interacción social y tienden a ser cálidas (Hoekstra & De Fruyt 2014), y perciben una mayor calidad en sus relaciones sociales (Lopes et al., 2003). La amabilidad remite a la empatía, la confianza en los demás, la sinceridad y la atención a otras personas (Hoekstra & De Fruyt 2014), y se asocia a menos conflictos en las relaciones sociales (Assendorpf & Wilpers 1998). Por último, cuanto más abiertas a la experiencia son las personas terapeutas, más flexibles y curiosas se muestran, y más abiertas a los valores diferentes de otras personas (Hoekstra & De Fruyt 2014). Esto puede ayudar a la clientela a sentirse más aceptada, lo que a su vez puede reforzar el vínculo terapéutico.

Chapman et al. (2009) utilizaron el modelo de personalidad de los cinco factores (FFP) para investigar la asociación entre la personalidad de terapeutas en formación en psicoterapia individual y la alianza, en una muestra de 34 terapeutas en formación y 64 clientes. Encontraron que tres de los dominios del FFP se asociaban a la alianza. Las personas en formación con un neuroticismo elevado recibían mejores valoraciones de la alianza por parte de su clientela, pero ellas mismas informaban de alianzas más pobres. Las personas en formación con una amabilidad elevada también informaban de alianzas más pobres, pero no era así en las valoraciones de la clientela. Por último, niveles más altos de apertura en las personas en formación se asociaban a valoraciones de la alianza menos positivas por parte de la clientela. Chapman y su equipo explicaron estos resultados algo sorprendentes por los bajos niveles de neuroticismo y los altos niveles de apertura y de amabilidad de su muestra en formación en comparación con las normas nacionales. En consecuencia, un neuroticismo más bajo y una amabilidad y una apertura más altas representaban niveles extremos de estos rasgos, lo que podría explicar en particular su efecto negativo sobre la alianza. A la luz de estos resultados, es interesante mencionar un estudio de Delgadillo et al. (2020), que mostró que la clientela ansiosa y deprimida tratada individualmente por profesionales de la psicología con más amabilidad y apertura obtenía peores resultados de tratamiento. Cabe señalar que las medias de estas personas terapeutas en dichas dimensiones superaban las normas nacionales.

Aunque los rasgos de personalidad de terapeutas pueden facilitar u obstaculizar la vinculación y la colaboración eficaces con la clientela, la experiencia clínica podría ayudar a terapeutas a potenciar aquellas habilidades interpersonales que no les surgen de forma natural. Especialmente en terapia familiar, las habilidades necesarias para equilibrar múltiples alianzas y reforzar los aspectos sistémicos de la alianza son complejas y, por tanto, podrían beneficiarse de una amplia experiencia clínica. Hasta donde sabemos, no existen estudios que examinen el efecto de la experiencia clínica de la persona terapeuta sobre las alianzas en el tratamiento familiar conjunto. Los estudios anteriores sobre otras formas de terapia muestran resultados dispares. Por ejemplo, Mallinckrodt y Nelson (1991) encontraron que terapeutas con experiencia y titulación de posgrado tenían alianzas más sólidas con su clientela que terapeutas en formación, tanto en fase inicial como avanzada. Hersoug et al. (2009) encontraron que, en psicoterapia de larga duración, terapeutas con más experiencia valoraban la alianza como más baja. Sin embargo, en otro estudio con una muestra más amplia de terapeutas, no se encontró ningún efecto de los años de experiencia clínica sobre la alianza (Dunkle & Friedlander 1996). Estos resultados equívocos subrayan la pertinencia de seguir investigando el papel de la experiencia clínica de la persona terapeuta en la construcción de alianzas.

El presente estudio

Este estudio tenía como objetivo examinar la contribución de las conductas observadas de construcción de la alianza, la personalidad y la experiencia clínica de terapeutas a la alianza en un tratamiento familiar domiciliario para problemas de jóvenes. La evidencia empírica sugiere que la perspectiva de la clientela sobre la alianza parece la más predictiva del resultado (Horvath et al., 2011). Sin embargo, varios estudios respaldan también el valor predictivo de las valoraciones de terapeutas (De Greef et al., 2018b; Flückiger et al., 2018; Zilcha-Mano et al., 2015). Además, es la persona terapeuta quien tiene la responsabilidad de gestionar el proceso terapéutico, incluido el proceso de construir alianzas y de reparar las alianzas problemáticas si se producen (Hartmann et al., 2015). En este estudio nos centramos, por tanto, en predecir las experiencias de la alianza tanto de los miembros de la familia como de terapeutas. Puesto que nos interesaba la alianza como un proceso dinámico que se desarrolla a lo largo del tiempo (Horvath, 2011; Welmers-van de Poll et al., 2018), investigamos la alianza a mitad del tratamiento, teniendo en cuenta los posibles efectos de la conducta de la persona terapeuta y de la alianza al inicio del tratamiento.

Formulamos la hipótesis de que la personalidad, la experiencia clínica y las conductas observadas de construcción de la alianza de la persona terapeuta se asociarían significativamente con la alianza a mitad del tratamiento según la informaran los miembros de la familia y terapeutas. Más concretamente, esperábamos que la extraversión, la apertura a la experiencia y la amabilidad de terapeutas predijeran positivamente la calidad de la alianza, y el neuroticismo negativamente. Como los resultados previos relativos a la responsabilidad (y los rasgos relacionados) y a los años de experiencia clínica eran inconsistentes, no formulamos hipótesis sobre el sentido de la asociación con la alianza para estas características. Por último, esperábamos que las conductas observadas de enganche, conexión emocional, seguridad y sentido de propósito compartido de terapeutas predijeran valoraciones más positivas de la alianza a mitad del tratamiento.

Métodos

Participantes y tratamiento

Participaron 77 madres y padres (n = 54 madres (o madrastras), n = 23 padres (o padrastros)) y 21 menores de 57 familias. La edad media del niño o la niña para quien se indicó el tratamiento era de 10 años (SD = 4.4, rango 0–16.7). La edad media de quienes participaron en el estudio como menores era de 11.7 años (SD = 2.7, rango 5–16), y la edad media de madres y padres, de 39 años (SD = 7.8, rango 25–55). El estudio se llevó a cabo en los Países Bajos, y la mayoría de las personas participantes habían nacido allí. En 3 familias, uno o ambos progenitores habían nacido en un país occidental distinto de los Países Bajos, y en 4 familias, uno o ambos habían nacido en un país no occidental. Las familias participantes recibían un tratamiento familiar domiciliario para problemas de jóvenes, denominado Intensieve Pedagogische Thuishulp (IPT, Van der Steege, 2007). Las atendieron 33 profesionales de IPT (12% hombres; M de edad 42.7, SD = 9.3), en adelante, «terapeutas». Todas estas personas tenían una titulación de grado (o posgrado) vinculada al trabajo social y una media de 8.4 años de experiencia clínica (SD = 4.7). Cada terapeuta atendió entre 1 y 6 familias (M = 1,73, SD = 1,15).

Intensieve Pedagogische Thuishulp (IPT, Van der Steege, 2007) designa en los Países Bajos un tratamiento familiar domiciliario destinado a familias que afrontan problemas complejos de conducta infantil y de crianza. La mayoría de las familias atraviesan también dificultades en otros ámbitos, como problemas económicos, psicopatología parental o la falta de una red social de apoyo. Un principio importante del tratamiento es que no se puede ofrecer un tratamiento eficaz para los problemas de jóvenes a un niño o una niña aislados de su madre y su padre y de los demás miembros de la familia, y que lo mejor es ofrecerlo en el entorno de vida cotidiana del niño o la niña (Van der Steege, 2007). En consecuencia, el tratamiento aplica un enfoque sistémico y se lleva a cabo en el domicilio familiar. Además, se caracteriza por un enfoque centrado en soluciones y orientado al empoderamiento, que se centra en mejorar las competencias parentales y en reforzar el apoyo social. Durante el tratamiento, una persona profesional de IPT visita a la familia en su domicilio una o dos veces por semana o una vez cada dos semanas, según las necesidades de la familia y la fase del tratamiento. Las familias de este estudio recibieron IPT durante un período medio de 50 semanas (SD = 30.2; Mediana = 45,5; rango 12–168), y la mayoría de ellas (80%) recibió un tratamiento de una duración de entre 14 y 78 semanas.

Instrumentos

Working Alliance Inventory—Short Form (WAI-s)

Para evaluar la alianza utilizamos el Working Alliance Inventory, versión breve (WAI-s; Horvath & Greenberg, 1989; Killian et al., 2017). Los 12 ítems de este cuestionario (p. ej., «Mi terapeuta familiar y yo estamos de acuerdo sobre lo que debo hacer para mejorar la marcha de las cosas en mi familia» en la versión para la clientela, o «Esta persona consultante está de acuerdo sobre lo que los miembros de la familia deben hacer para mejorar la marcha de las cosas en la familia» en la versión para terapeutas) se puntúan en una escala de tipo Likert de 5 puntos que va de 1 (nunca) a 5 (siempre). En la presente muestra, el alfa de Cronbach de la versión para terapeutas fue de 0.82 en T1 y de 0.85 en T2, y el de la versión para la clientela, de 0.89 en T1 y de 0.92 en T2.

NEO-FFI

Utilizamos el NEO Five Factor Inventory (NEO-FFI) para evaluar los rasgos de personalidad de terapeutas; se trata de una versión breve del NEO-Personality Inventory, Revised (NEO-PI R; Costa, & McCrae, 1992) completo. El cuestionario contiene 60 ítems puntuados en una escala de tipo Likert de 5 puntos (totalmente en desacuerdo—totalmente de acuerdo). Las subescalas contienen 12 ítems cada una y miden el neuroticismo, la extraversión, la apertura a la experiencia, la amabilidad y la responsabilidad. Tanto la versión inglesa como la neerlandesa muestran una validez y una fiabilidad favorables (Hoekstra & De Fruyt, 2014). En la presente muestra, el alfa de Cronbach fue de 0.69 para el neuroticismo y para la extraversión, 0.58 para la apertura a la experiencia, 0.74 para la amabilidad y 0.60 para la responsabilidad.

System for Observing Family Therapy Alliances (SOFTA-o)—versión terapeuta

Para evaluar las conductas de construcción de la alianza de terapeutas, analizamos sesiones grabadas en vídeo con la versión terapeuta del SOFTA-o (Friedlander et al., 2006a). Este instrumento se desarrolló para evaluar cuatro dimensiones de la conducta relacionada con la alianza a partir de sesiones de terapia familiar o de pareja grabadas en vídeo. Dos dimensiones reflejan la alianza individual entre un miembro de la familia y la persona terapeuta, de manera similar a la definición clásica de la alianza de Bordin (1979), a saber: el Enganche en el proceso terapéutico, que representa los elementos de tareas y objetivos de la alianza, y la Conexión emocional. Las otras dos dimensiones —la Seguridad dentro del sistema terapéutico y el Sentido de propósito compartido dentro de la familia— reflejan aspectos de la alianza propios del tratamiento familiar conjunto. La versión terapeuta, que utilizamos en este estudio, mide las contribuciones de la persona terapeuta en sesión a estas cuatro dimensiones.

Al utilizar el SOFTA-o, una persona codificadora formada observa una sesión y anota la frecuencia de determinadas conductas positivas y negativas relacionadas con la alianza en las cuatro dimensiones. Algunos ejemplos de indicadores conductuales positivos y negativos (en cursiva en adelante) son: «La persona terapeuta anima a las personas consultantes a formular sus objetivos para la terapia» o «La persona terapeuta discute con las personas consultantes sobre la naturaleza, la finalidad o el valor de la terapia» para el Enganche, «La persona terapeuta muestra interés por las personas consultantes más allá de la conversación terapéutica en curso» o «La persona terapeuta tiene interacciones hostiles, sarcásticas o críticas con las personas consultantes» para la Conexión emocional, «La persona terapeuta reconoce que la terapia implica asumir riesgos o hablar de asuntos privados» o «La persona terapeuta no atiende a expresiones manifiestas de vulnerabilidad de las personas consultantes (p. ej., llanto, actitud defensiva)» para la Seguridad, y «La persona terapeuta anima a las personas consultantes a preguntarse mutuamente por su punto de vista» o «La persona terapeuta no aborda las preocupaciones expresadas por una persona consultante al hablar solo de las de otra» para el Sentido de propósito compartido.

La dimensión de Sentido de propósito compartido solo puede observarse cuando dos o más miembros de la familia están juntos en una sesión; las otras tres dimensiones pueden puntuarse también cuando solo hay un miembro de la familia presente en la sesión. Tras observar la sesión, y en función de la frecuencia, la intensidad y la relevancia clínica de las conductas registradas, las personas codificadoras asignan una puntuación global a cada dimensión en una escala de Likert de 7 puntos que va de -3 (extremadamente problemática) a + 3 (extremadamente sólida). Para este estudio, el SOFTA-o se tradujo del inglés al neerlandés siguiendo las pautas establecidas por Van Widenfelt et al. (2005).

Para codificar las sesiones de IPT grabadas en vídeo con el SOFTA-o, utilizamos como guía el manual de formación de Friedlander et al. (2005). La primera autora recibió formación de Valentín Escudero, uno de los creadores del SOFTA. Tras la formación y la traducción del manual, la primera autora codificó 12 grabaciones con al menos dos miembros de la familia presentes en la sesión, a fin de establecer un estándar de codificación para formar a otras personas codificadoras. Los dilemas de codificación surgidos en estas 12 grabaciones se discutieron con Valentín Escudero. A continuación se formó a 3 estudiantes de máster en Ciencias de la Educación, que recibieron 15 h de formación en codificación a lo largo de cinco semanas. Se les presentó el marco teórico del SOFTA, las pautas de codificación, material de práctica de sus creadores y material de práctica neerlandés tomado de la serie dramática In Therapie (In Therapy). Las personas codificadoras formadas codificaron de forma independiente al menos 10 grabaciones para aumentar su fiabilidad en comparación con las codificaciones de referencia de la primera autora, y recibieron retroalimentación sobre cada codificación. Siguiendo la recomendación de Friedlander et al. (2005), la formación continuó hasta que sus puntuaciones en las escalas no difirieran en más de un punto en el 90% de los casos.

Tras su formación, cada persona codificadora puntuó una selección aleatoria de las grabaciones. Los dilemas de codificación se discutieron y las partes difíciles se codificaron por consenso en reuniones del equipo de codificación cada dos semanas. En total, 90 sesiones se codificaron de forma independiente tras la formación. De estas sesiones, 14 seleccionadas al azar (16.6%) fueron codificadas por segunda vez por la primera autora, sin que las personas codificadoras supieran cuáles eran. Para evaluar la fiabilidad interjueces, calculamos coeficientes de correlación intraclase para las 14 sesiones doblemente codificadas, utilizando las medidas únicas de un modelo mixto de dos factores basado en el acuerdo absoluto (Koo & Li, 2016). Evaluamos primero la fiabilidad de las puntuaciones de las subescalas tal como se desarrollaron originalmente, es decir, con una puntuación de -3 a + 3 basada en las conductas observadas. Como estas puntuaciones habituales de las subescalas presentaban muy poca varianza y, por ello, no alcanzaban una fiabilidad interjueces suficiente, optamos por utilizar para cada subescala una puntuación que refleja el número de conductas positivas observadas por cada 60 min. Los ICC de estas puntuaciones fueron de 0.637 para el Enganche, 0.551 para la Conexión emocional, 0.558 para la Seguridad y -0.129 para el Sentido de propósito compartido. Según Cicchetti (1994), los ICC son aceptables cuando son > 0.4, buenos > 0.6 y excelentes > 0.8. El ICC negativo del Sentido de propósito compartido podría explicarse por el escaso número de sesiones seleccionadas al azar para la doble codificación con dos o más miembros de la familia presentes (n = 6) y por la baja varianza (rango = 0–3). Por ello, para esta escala analizamos además el porcentaje de acuerdo entre las personas codificadoras y encontramos que en el 67.7% de las sesiones había un acuerdo del 100% sobre el número de conductas SSP observadas; en el 16.7% (n = 1) de las sesiones la diferencia entre las personas codificadoras era de 1, y en el 16.7% restante, de 2. Sin embargo, los resultados preliminares mostraron que no solo la fiabilidad interjueces, sino también la varianza, eran bajas para las conductas SSP observadas. Por consiguiente, excluimos este dominio de nuestros análisis principales.

Procedimiento

Las familias participantes procedían de cuatro equipos de IPT de dos organizaciones neerlandesas de atención a la juventud. Cada familia que iniciaba el tratamiento recibía información sobre el proyecto de investigación por parte de su profesional de IPT o de la institución, así como una carta informativa. En un equipo, todas las personas profesionales de IPT pidieron directamente a sus familias que participaran. En los otros tres equipos, una persona asistente de investigación invitó a las familias a participar por teléfono. Los miembros de la familia participantes de 12 años o más firmaron un consentimiento informado, y el proyecto fue aprobado por el comité de ética de la facultad universitaria en la que trabajaban las personas autoras del estudio. Todas las familias participantes recibieron una tarjeta regalo de 10 € y, por sorteo, dos familias recibieron un vale para visitar un zoo o un parque de atracciones de su elección.

Para cada familia participante se grabaron en vídeo dos sesiones de IPT en el domicilio familiar. Para T1 —en la fase inicial del tratamiento— se filmó la tercera sesión (y, excepcionalmente, la cuarta o la quinta). Elegimos la tercera sesión porque en la primera se informaba a las familias sobre la investigación y se les pedía que consideraran su participación. Al elegir la tercera sesión, disponían de algo de tiempo para pensarlo, pero el tratamiento seguía en su fase inicial, que dura unas seis semanas (Van der Steege, 2007). La segunda observación en vídeo (T2) tuvo lugar dos meses después, cuando el tratamiento se encontraba en la fase de cambio activo. Inmediatamente después de cada una de las dos sesiones grabadas, se pidió a la persona terapeuta y a los miembros de la familia participantes que cumplimentaran de forma independiente el Work Alliance Inventory (WAI). Se pidió a menores de 8 años o más que cumplimentaran el Working Alliance Inventory (WAI). En algunas familias, menores de más de 8 años no quisieron participar en la investigación, y en otras la persona terapeuta atendió a uno o a ambos progenitores sin la presencia de un hijo o una hija durante al menos una parte de las sesiones, incluida la sesión observada. Se pidió a terapeutas que reflexionaran sobre las alianzas con todos los miembros de la familia implicados activamente en el tratamiento, independientemente de su edad. Para 9 familias no se disponía de medidas en T2 porque el tratamiento ya había terminado (n = 3) o porque la persona terapeuta o la familia deseaban poner fin a su participación tras T1 debido a un cambio de situación (n = 6), y para 1 familia no había medida en T1. Los abandonos del estudio no se excluyeron, porque ello podría haber reducido la representatividad clínica del estudio. Comparamos todas las medidas en T1, así como las medidas de personalidad y la experiencia clínica de terapeutas, entre los casos de abandono y los casos completos, mediante un análisis de regresión multinivel de una variable dicotómica de abandono en T2 sobre la alianza informada por la clientela y por terapeutas en T1, las conductas de alianza de terapeutas observadas en T1, la experiencia clínica de terapeutas y su neuroticismo, extraversión, apertura, amabilidad y responsabilidad. No encontramos diferencias significativas en ninguna de estas variables, salvo en las conductas de seguridad observadas en terapeutas (β = 1.231, p = 0.001), lo que indica que, en los casos de abandono, terapeutas mostraron más conductas de seguridad en T1.

Análisis estadísticos

En primer lugar, imputamos los valores perdidos mediante maximización de la esperanza (Tabachnick, & Fidell, 2013). Tras eliminar un caso en el que faltaban tanto las medidas de alianza en T1 como las variables de terapeuta, una prueba MCAR como la propuesta por Little (1988) indicó que los valores perdidos eran completamente aleatorios (χ² = 415.076 (370, N = 98), p = 0.053). A continuación, comprobamos la colinealidad mediante el cálculo de un factor de inflación de la varianza (VIF), para poder realizar una prueba multivariante de la importancia relativa de varias variables independientes. Todos los VIF calculados fueron inferiores a 3, lo que indica que no había problema de multicolinealidad.

Para nuestros análisis principales utilizamos un modelo de dos niveles para tener en cuenta la dependencia de los datos (Tabachnick & Fidell, 2013), ya que los miembros de la familia (nivel 1) estaban anidados en terapeutas (nivel 2). El nivel 1 se refiere a la varianza de las medidas de alianza entre los miembros de la familia dentro de cada familia, mientras que el nivel 2 da cuenta de la varianza entre familias. Debido al carácter longitudinal a corto plazo del estudio (es decir, las valoraciones de la clientela y de terapeutas, así como las conductas de construcción de la alianza de terapeutas, se midieron al inicio y a mitad del tratamiento), controlamos la alianza en T1 y las conductas de construcción de la alianza observadas en T1. Diferenciamos entre la alianza madre/padre-terapeuta y la alianza joven-terapeuta añadiendo al modelo una variable progenitor/joven. Dado que algunos estudios indican que la solidez de la alianza puede diferir entre terapeutas hombres y mujeres (p. ej., Welmers- van de Poll et al., 2018), y que la edad de la persona terapeuta se asocia tanto a los años de experiencia clínica como a las habilidades interpersonales observadas (Anderson et al., 2009), controlamos también la edad y el género de terapeutas. Dentro del modelo de dos niveles, realizamos dos análisis de regresión múltiple por pasos para determinar secuencialmente si el rol familiar (progenitor frente a joven), la edad y el género de terapeutas, la experiencia clínica, los rasgos de personalidad, las conductas de construcción de la alianza a mitad del tratamiento, la alianza inicial y las conductas de construcción de la alianza al inicio del tratamiento (variables independientes) se asociaban significativamente con la alianza a mitad del tratamiento informada por terapeutas o con la alianza a mitad del tratamiento informada por la clientela (variables dependientes).

Resultados

Análisis preliminares

La tabla 1 muestra la distribución de las conductas de construcción de la alianza de terapeutas. Los resultados indican que terapeutas invirtieron principalmente en el enganche y la conexión emocional, los dos dominios individuales del modelo SOFTA. Las conductas de terapeutas que contribuyen a la seguridad y al sentido de propósito compartido, los dos dominios sistémicos de la alianza del modelo SOFTA, se observaron escasamente. Como se ha expuesto más arriba, excluimos el dominio del sentido de propósito compartido de nuestros análisis principales.

La tabla 2 muestra la distribución de las puntuaciones de terapeutas en el NEO-FFI, en comparación con una muestra general de personas adultas neerlandesas de la muestra de desarrollo del instrumento (Hoekstra & De Fruyt, 2014). Terapeutas de nuestra muestra informaron de niveles notablemente más altos de extraversión, amabilidad y responsabilidad, de niveles más bajos de neuroticismo y de niveles similares de apertura a la experiencia en comparación con la muestra general neerlandesa.

La tabla 3 muestra la distribución de las puntuaciones del WAI-terapeuta y del WAI-cliente. Los resultados indican que las valoraciones de la alianza de los miembros de la familia eran algo más altas que las de terapeutas. Las diferencias entre T1 y T2 eran muy pequeñas.

Predictores de la alianza informada por terapeutas

Encontramos que varias variables predecían significativamente las valoraciones de terapeutas sobre la alianza a mitad del tratamiento (tabla 4). El rol familiar predijo las valoraciones de terapeutas sobre la alianza (β = -0.156, p = 0.003): terapeutas informaron de alianzas más sólidas con madres y padres que con jóvenes. En cuanto a las características demográficas de terapeutas, solo el género predijo sus valoraciones de la alianza: las terapeutas mujeres informaron de alianzas más sólidas que los terapeutas hombres (β = 0.331, p < 0.001). La edad de terapeutas no predijo sus valoraciones de la alianza.

En cuanto a la personalidad de terapeutas, los cinco dominios de personalidad fueron predictores significativos de la alianza a mitad del tratamiento informada por terapeutas, lo que concuerda con nuestra hipótesis. Como se esperaba, la apertura a la experiencia (β = 0.517, p < 0.001) y la amabilidad (β = 0.306, p < 0.01) se asociaron positivamente con las valoraciones de terapeutas sobre la alianza, y el neuroticismo (β = − 0.472, p < 0.001), negativamente. Contrariamente a lo esperado, la extraversión (β = − 0.304, p = 0.001) también se asoció negativamente, al igual que la responsabilidad (β = − 0.230, p = 0.006), sobre la que no teníamos expectativas previas respecto del sentido de la asociación. Nuestra hipótesis sobre la contribución de la experiencia clínica de terapeutas no se confirmó, ya que la experiencia clínica no se asoció significativamente con las valoraciones de terapeutas sobre la alianza a mitad del tratamiento.

Como se había planteado en la hipótesis, las conductas de construcción de la alianza de terapeutas predijeron sus valoraciones de la alianza. Las conductas de enganche (β = 0.374, p < 0.001) y de conexión emocional (β = 0.318, p < 0.001) observadas en sesión en T2 se asociaron positivamente con las valoraciones de terapeutas sobre la alianza inmediatamente después de la sesión observada. Contrariamente a nuestra hipótesis, las conductas de seguridad observadas en sesión (β = − 0.806, p < 0.001) se asociaron negativamente. La alianza inicial informada por terapeutas predijo positivamente sus valoraciones de la alianza a mitad del tratamiento (β = 0.398, p < 0.001), mientras que las conductas de construcción de la alianza observadas en sesión al inicio del tratamiento no lo hicieron. Esto indica que no hubo una contribución longitudinal de las conductas de construcción de la alianza observadas en sesión al inicio del tratamiento a las valoraciones de terapeutas sobre la alianza a mitad del tratamiento.

Predictores de la alianza informada por la clientela

Como se muestra en la tabla 5, varias variables predijeron significativamente las valoraciones de los miembros de la familia sobre la alianza a mitad del tratamiento. No hubo diferencias significativas en las valoraciones de la alianza entre madres y padres y jóvenes. El género de terapeutas fue la única característica demográfica que predijo significativamente las valoraciones de la alianza de los miembros de la familia, con valoraciones más altas para las terapeutas mujeres que para los terapeutas hombres (β = 0.404, p < 0.001).

En consonancia con nuestra hipótesis, los cinco dominios de personalidad predijeron significativamente las valoraciones de los miembros de la familia sobre la alianza a mitad del tratamiento, pero el sentido de la asociación solo correspondió en parte a lo planteado. Como se esperaba, la apertura a la experiencia (β = 0.202, p = 0.010) y la amabilidad (β = 0.181, p = 0.024) se asociaron positivamente con las valoraciones de la alianza de los miembros de la familia, mientras que el neuroticismo se asoció negativamente (β = − 0.264, p < 0.001). Contrariamente a lo esperado, la extraversión (β = − 0.196, p = 0.006) también se asoció negativamente con las valoraciones de la alianza de los miembros de la familia, al igual que la responsabilidad (β = − 0.169, p = 0.028), sobre la que no teníamos expectativas previas respecto del sentido de la asociación. Todas estas asociaciones iban en el mismo sentido que las asociaciones con las valoraciones de terapeutas sobre la alianza. Nuestra hipótesis sobre la contribución de la experiencia clínica de terapeutas no se confirmó, ya que la experiencia clínica no se asoció significativamente con las valoraciones de terapeutas sobre la alianza a mitad del tratamiento.

Como se había planteado en la hipótesis, las conductas de construcción de la alianza de terapeutas predijeron las valoraciones de la alianza de los miembros de la familia: las conductas de enganche (β = 0.305, p = 0.001) y de conexión emocional (β = 0.237, p < 0.001) observadas en sesión en T2 se asociaron positivamente con las valoraciones de la alianza de los miembros de la familia inmediatamente después de la sesión observada. Contrariamente a nuestra hipótesis, las conductas de seguridad de terapeutas en sesión se asociaron negativamente, pero no de forma significativa.

La alianza inicial informada por los miembros de la familia predijo positivamente sus valoraciones de la alianza a mitad del tratamiento (β = 0.464, p < 0.001). Las conductas de construcción de la alianza de terapeutas en sesión al inicio del tratamiento no se asociaron significativamente, lo que indica que no hubo una contribución longitudinal de esas conductas iniciales a las valoraciones de los miembros de la familia sobre la alianza a mitad del tratamiento.

Discusión

Examinamos el papel de la personalidad, los años de experiencia clínica y las conductas observadas de construcción de la alianza de terapeutas en la predicción de la alianza a mitad del tratamiento en un tratamiento familiar domiciliario para problemas de jóvenes, controlando el rol familiar (progenitor frente a joven), la edad y el género de terapeutas y la alianza al inicio del tratamiento. Encontramos que la apertura a la experiencia y la amabilidad de terapeutas, así como sus conductas de enganche y de conexión emocional en sesión, predijeron valoraciones más positivas de la alianza por parte de terapeutas y de miembros de la familia. El neuroticismo, la extraversión y la responsabilidad de terapeutas predijeron valoraciones más negativas de la alianza. Las conductas de seguridad en sesión también predijeron valoraciones más negativas de la alianza, pero este resultado solo fue significativo para las valoraciones de terapeutas y no para las de los miembros de la familia. La experiencia clínica no predijo la calidad de las alianzas.

Nuestro hallazgo de que los rasgos de personalidad de terapeutas predecían la alianza concordó en su mayor parte con nuestras hipótesis. Como se había planteado, encontramos que tanto terapeutas como miembros de la familia informaban de alianzas más sólidas cuando la persona terapeuta mostraba más amabilidad y más apertura a la experiencia. Esto contrasta con los resultados de Chapman et al. (2009) en psicoterapia individual, según los cuales una mayor apertura a la experiencia se asociaba a valoraciones de la alianza menos positivas por parte de la clientela, y las personas en formación de su muestra con más amabilidad informaban ellas mismas de alianzas más débiles. Su equipo razona que, dados los altos niveles de apertura y de amabilidad de su muestra en formación, parece plausible que solo los niveles extremos de estos rasgos influyeran negativamente en la alianza. En nuestra muestra, sin embargo, terapeutas también informaron de niveles de apertura algo más altos, y de niveles de amabilidad una desviación típica más altos que los de la población general neerlandesa. Esto indica que incluso terapeutas con niveles extremos de amabilidad y apertura pueden tener más éxito en la construcción de alianzas, según la valoración de los miembros de la familia y la suya propia. Nuestros resultados sobre el neuroticismo también concordaron con nuestras expectativas y contrastan con los de Chapman et al. (2009) en su muestra en formación. Nuestros resultados indican que terapeutas que se perciben como emocionalmente estables más que neuróticos tienen alianzas más sólidas según su propia percepción y la de los miembros de la familia. Esto parece aplicarse incluso a terapeutas con una estabilidad emocional extrema, ya que en nuestra muestra terapeutas informaron de niveles de neuroticismo casi una desviación típica más bajos que los de la población general neerlandesa.

Encontramos además que la extraversión y la responsabilidad de terapeutas predecían negativamente las valoraciones de la alianza tanto de terapeutas como de miembros de la familia. La contribución negativa de la responsabilidad podría explicarse por el hecho de que las personas muy responsables están orientadas sobre todo a la tarea, son ordenadas y menos propensas a salirse de los caminos trillados (Hoekstra & De Fruyt 2014). Esto puede obstaculizar la capacidad de terapeutas para mostrarse flexibles y adaptar los protocolos de tratamiento a las distintas necesidades de su clientela. Nuestro resultado sobre la extraversión fue sorprendente, dado que las personas extravertidas tienden a ser sociables, cálidas y optimistas. Nuestro resultado contrasta también con los de Chapman et al. (2009), según los cuales la extraversión no influía en la alianza. Sin embargo, en nuestra muestra terapeutas puntuaron su nivel de extraversión casi una desviación típica por encima de las normas nacionales. No se descarta, por tanto, que una extraversión media pueda ayudar a terapeutas a vincularse con su clientela, pero que niveles más altos resulten contraproducentes. Quizá una persona terapeuta muy extravertida, probablemente muy locuaz, enérgica y optimista, pueda resultar abrumadora y difícil de sentir cercana para una clientela que puede sentirse más bien deprimida y pesimista cuando recibe ayuda por graves problemas infantiles y de crianza. Otra explicación de por qué terapeutas con una extraversión muy alta tenían alianzas menos sólidas con las familias de nuestra muestra podría residir en el bagaje cultural: quizá la extraversión se valore menos en algunas culturas que en otras (Hofstee et al., 1997).

No encontramos ninguna contribución de los años de experiencia clínica de terapeutas a la alianza. Inicialmente hubo una asociación significativa cuando la experiencia clínica se añadió por primera vez a nuestros dos modelos de regresión, pero desapareció al añadir a esos modelos las conductas de construcción de la alianza. Esto indica que cualquier supuesta contribución de la experiencia clínica de terapeutas a las alianzas debería explicarse más bien por lo que hacen durante la sesión para reforzar la alianza. Cabría razonar, por tanto, que la experiencia clínica de terapeutas contribuye a sus conductas de construcción de la alianza en sesión. En efecto, Raytek et al. (1999) encontraron que, en un tratamiento conjunto del alcoholismo en pareja, terapeutas con más experiencia mostraban más conductas favorecedoras de la alianza y menos conductas no facilitadoras que terapeutas con menos experiencia. Un estudio anterior sobre las contribuciones de terapeutas a la alianza en el tratamiento familiar domiciliario mostró que la experiencia clínica de terapeutas solo influía positivamente en las conductas de enganche al inicio del tratamiento (Welmers-van de Poll & Stams, 2019). No hubo ningún efecto de la experiencia clínica sobre las conductas observadas a mitad del tratamiento ni sobre las conductas de conexión emocional y de seguridad al inicio del tratamiento. Cabe señalar que en el presente estudio solo examinamos las valoraciones de terapeutas y de miembros de la familia sobre sus alianzas individuales, ya que no se disponía de valoraciones de terapeutas ni autoinformes sobre la seguridad o el sentido de propósito compartido. Futuras investigaciones podrían examinar si los aspectos más complejos de la alianza en el tratamiento conjunto, como crear un entorno terapéutico seguro para cada miembro de la familia o reforzar la alianza intrafamiliar, se ven más afectados por la experiencia clínica de la persona terapeuta.

En cuanto a las conductas de construcción de la alianza de terapeutas observadas en sesión en el presente estudio, encontramos que las conductas observadas de enganche y de conexión emocional predecían tanto sus propias valoraciones de la alianza como las de los miembros de la familia, lo que concuerda con nuestras hipótesis. En un estudio anterior que investigaba las observaciones de conductas de la clientela en relación con los autoinformes y las valoraciones de terapeutas sobre la alianza, las conductas de enganche y de conexión emocional de los miembros de la familia se asociaban también positivamente con sus autoinformes, pero no con las valoraciones de terapeutas (Friedlander et al., 2006b). Nuestro resultado indica que cuando la persona terapeuta implica activamente a los miembros de la familia en el proceso de tratamiento y conecta con ellos en el plano emocional, tanto ella como la familia valoran la alianza de forma más positiva.

Contrariamente a nuestras expectativas, las valoraciones de la alianza de terapeutas y de miembros de la familia se asociaron negativamente con las conductas de seguridad de terapeutas en sesión, como proporcionar estructura y pautas de seguridad y confidencialidad o proteger activamente a un miembro de la familia frente a otro. Esto resulta llamativo dada la escasa frecuencia de estas conductas en las sesiones observadas incluidas. El sentido negativo de la asociación se reprodujo en la predicción de las valoraciones de la alianza de los miembros de la familia, aunque esta asociación no alcanzó por poco la significación. Nuestro resultado podría indicar que las intervenciones de seguridad de terapeutas tienen un efecto negativo sobre la alianza, incluso cuando se aplican con poca frecuencia. Sin embargo, dos estudios anteriores que incluían observaciones de las conductas de seguridad de los miembros de la familia en sesión indican que el sentimiento de seguridad en el contexto terapéutico sí favorece un resultado positivo del tratamiento familiar sistémico (Friedlander et al., 2008b; Sotero et al., 2018). Una explicación alternativa de nuestro resultado podría ser que terapeutas aumentan su inversión en la seguridad cuando perciben su alianza con los miembros de la familia como menos favorable. Este supuesto mecanismo concuerda con la estrategia propuesta por Escudero y Friedlander (2017) para manejar las alianzas en contextos difíciles de tratamiento familiar. Sostienen que un sentimiento de seguridad entre los miembros de la familia que están juntos en tratamiento es una condición previa esencial para facilitar vínculos sólidos entre la persona terapeuta y cada miembro de la familia, así como para facilitar el enganche de los miembros de la familia en el proceso de tratamiento y su sentido de propósito compartido.

El hecho de que nuestros resultados sobre la personalidad y las conductas de construcción de la alianza de terapeutas en la predicción de la alianza a mitad del tratamiento fueran significativos incluso tras controlar las valoraciones de la alianza al inicio del tratamiento subraya la solidez de nuestros resultados. Indica que, con independencia de las fluctuaciones de la alianza entre el inicio y la mitad del tratamiento, las alianzas siguen siendo relativamente más sólidas cuando terapeutas muestran más amabilidad, apertura y estabilidad emocional, y cuando conectan emocionalmente con los miembros de la familia y los implican activamente en el proceso de tratamiento. También controlamos las conductas de construcción de la alianza al inicio del tratamiento, pero no encontramos una contribución longitudinal de las conductas de terapeutas al inicio del tratamiento a las valoraciones de la alianza a mitad del tratamiento de terapeutas y miembros de la familia. Esto indica que lo que hace la persona terapeuta durante una sesión concreta para reforzar la alianza solo influye en la evaluación de la alianza por parte de terapeutas y miembros de la familia poco después de esa sesión.

Aunque no era un foco específico de nuestro estudio, resultó interesante constatar que terapeutas invertían principalmente en las alianzas individuales con los miembros de la familia, pero apenas en los aspectos sistémicos de la alianza (seguridad y sentido de propósito compartido). Este resultado concuerda con las indicaciones de Friedlander et al. (2019) de que incluso terapeutas familiares con mucha experiencia tienden a centrarse sobre todo en las alianzas individuales con los miembros de la familia, pasando por alto la importancia de los aspectos sistémicos de la alianza, como la seguridad en sesión y un propósito compartido entre los miembros de la familia. Aunque en nuestro estudio más conductas de la persona terapeuta orientadas a promover la seguridad se asociaron a valoraciones de la alianza menos favorables por parte de terapeutas, varios estudios sobre la alianza en terapia familiar indican que la experiencia de seguridad de los miembros de la familia en sesión (Friedlander et al., 2008b; Sotero et al., 2018), así como el propósito compartido de la familia (Escudero et al., 2008; Friedlander et al., 2008b; Sotero et al., 2018), favorecen resultados positivos del tratamiento familiar sistémico. Resultados metaanalíticos recientes muestran que estos aspectos sistémicos de la alianza parecen ser incluso más determinantes para unos resultados positivos del tratamiento que las alianzas individuales de los miembros de la familia con la persona terapeuta (Friedlander et al., 2018). En conjunto, estos resultados subrayan la necesidad de un enfoque sistémico de la alianza en la formación y la supervisión de terapeutas familiares.

Este estudio presenta algunas limitaciones. En primer lugar, dado que las puntuaciones de las subescalas tal como se desarrollaron originalmente para el SOFTA presentaban poca varianza y una fiabilidad interjueces insuficiente, utilizamos en su lugar las frecuencias de conducta de cada dominio de alianza del SOFTA, con una fiabilidad interjueces moderada. Esto significa que solo investigamos la contribución cuantitativa de las conductas positivas de construcción de la alianza, cuando las conductas negativas, así como la relevancia clínica y el contexto de ciertas conductas de la persona terapeuta, también pueden influir en la alianza (p. ej., Ackerman & Hilsenroth, 2001; Boardman et al., 2006; Friedlander et al., 2006a; Muñiz de la Peña et al., 2012).

En segundo lugar, pese a la importancia capital de los aspectos sistémicos de la alianza en el tratamiento familiar conjunto, como un propósito compartido entre los miembros de la familia y un sentimiento de seguridad durante el tratamiento (Friedlander et al., 2019), no disponíamos de datos sobre la experiencia de estos aspectos sistémicos por parte de los miembros de la familia y de terapeutas. Ello se debió a que solo contábamos con datos de autoinforme y de valoración de terapeutas procedentes del WAI, diseñado para la terapia individual, y a que las medidas de las conductas observadas de sentido de propósito compartido de terapeutas tuvieron que excluirse de este estudio por una fiabilidad insuficiente. En cuanto a las diferencias entre los miembros de la familia en su alianza con la persona terapeuta —otra complejidad sistémica de la construcción de alianzas en el tratamiento familiar—, el número de jóvenes incluidos en nuestra muestra no ofrecía la potencia estadística suficiente para diferenciar las contribuciones de terapeutas a las alianzas con madres y padres y a las alianzas con jóvenes. No obstante, incluimos a varios miembros de la familia como informantes de la alianza, controlamos el rol familiar (progenitor frente a joven) en nuestros modelos e incluimos observaciones de las conductas de seguridad de terapeutas, con lo que tuvimos en cuenta en cierta medida la complejidad sistémica de la alianza.

Una última limitación es que solo investigamos las contribuciones unilaterales de terapeutas a la alianza, y no la interacción entre las contribuciones de terapeutas y las de los miembros de la familia. Esto podría dar a entender que existe algo así como un conjunto universal de características de terapeuta que sería el mejor para cada cliente o cada familia. Sin embargo, no solo las diferencias entre terapeutas en sus alianzas con la clientela influyen en el resultado del tratamiento: las diferencias de alianza entre clientes atendidos por una misma persona terapeuta también pueden tener una influencia considerable (Baldwin & Imel 2013). Las investigaciones futuras podrían beneficiarse de explicar por qué una persona terapeuta determinada tiene alianzas superiores a la media con algunas familias y miembros de la familia, pero inferiores a la media con otras familias y otros miembros de la familia. Ello implica investigar las características de las familias y de sus miembros que contribuyen a la alianza (p. ej., De Greef et al, 2018a; Sotero et al., 2017), así como el efecto de la interacción o del «ajuste» entre las características y las conductas de la persona terapeuta y de los miembros de la familia (p. ej., Friedlander et al., 2008a).

A pesar de sus limitaciones, hasta donde sabemos, nuestro estudio fue el primero en investigar las contribuciones de terapeutas a la alianza en el tratamiento familiar incluyendo la personalidad y los años de experiencia clínica de terapeutas. Aunque las conductas de construcción de la alianza de terapeutas observadas en sesión ya se habían estudiado en terapia familiar (Diamond et al., 1999; Escudero et al., 2012; Friedlander et al., 2014; Muñiz de la Peña et al., 2012), nuestro estudio amplía este corpus de conocimiento al estudiar una muestra mayor y aportar evidencia empírica de la asociación entre las conductas de terapeutas y las valoraciones de la alianza tanto de los miembros de la familia como de terapeutas. El carácter multiinformante refuerza la solidez de nuestros resultados. Otro punto fuerte es el diseño longitudinal (a corto plazo), que investiga la alianza como un proceso que evoluciona durante el tratamiento y no como un fenómeno estático.

Dado el escaso corpus de investigación sobre las características de terapeutas que contribuyen a la alianza en el tratamiento familiar, es fundamental replicar nuestros resultados para construir una base empírica más sólida. Los estudios futuros podrían beneficiarse de investigar los efectos familiares, así como los efectos de la interacción entre las características o conductas de terapeutas y de los miembros de la familia en relación con la alianza. Nuestro hallazgo de que las conductas de la persona terapeuta orientadas a promover la seguridad se asociaban a valoraciones de la alianza menos favorables por parte de terapeutas parece algo contradictorio con resultados previos sobre la seguridad de los miembros de la familia en sesión en relación con el resultado del tratamiento: la investigación futura sobre el papel de la seguridad durante el tratamiento podría beneficiarse especialmente del estudio de las interacciones entre las conductas de terapeutas y las de la clientela. Por último, dada la importancia capital de los aspectos de la alianza propios del tratamiento sistémico, un próximo paso importante consiste en investigar las contribuciones de terapeutas que predicen estos aspectos sistémicos. Esto incluye investigar las contribuciones de terapeutas al sentido de propósito compartido de la familia, a su sentimiento de seguridad y a las diferencias problemáticas entre los miembros de la familia en su alianza con la persona terapeuta.

Para la práctica clínica, nuestros resultados implican que la formación y la supervisión de terapeutas familiares podrían beneficiarse de centrarse en las conductas que refuerzan la implicación de los miembros de la familia en el tratamiento y su conexión emocional con la persona terapeuta. Una mayor presencia de estas conductas en las sesiones de tratamiento puede influir positivamente en las alianzas de los miembros de la familia con la persona terapeuta, lo que a su vez probablemente mejore los resultados del tratamiento. Además, la formación y la supervisión podrían ser más eficaces si se adaptaran a los perfiles de personalidad de las personas en formación. Aumentar su conciencia de sí y su vigilancia sobre la manera en que sus tendencias neuróticas, extravertidas o perfeccionistas se manifiestan en exceso en su conducta durante las sesiones podría mejorar la capacidad de terapeutas familiares para construir alianzas sólidas con los miembros de la familia y aumentar así la eficacia del tratamiento.