La alianza terapéutica o de trabajo se estudia desde hace mucho tiempo, y tanto la práctica clínica como la investigación asumen que construir alianzas sólidas con la clientela contribuye de manera significativa a los resultados positivos de la psicoterapia. En general, la alianza se define como una relación profesional entre terapeuta y paciente, compuesta por un vínculo emocional y por un acuerdo sobre qué objetivos y tareas deben ocupar un lugar central en la terapia (Bordin, 1979; Elvins and Green, 2008). En efecto, la alianza ha demostrado ser un factor común significativo para la eficacia del tratamiento psicosocial de personas adultas (Flückiger, Del Re, Wampold and Horvath, 2018), de jóvenes (Karver, De Nadai, Monahan and Shirk, 2018; Murphy and Hutton, 2018) y de familias (Friedlander, Escudero, Welmers-van de Poll and Heatherington, 2018; Welmers-van de Poll et al., 2018).

En el tratamiento familiar conjunto, construir alianzas es complejo, porque terapeutas desarrollan simultáneamente alianzas con distintos miembros de la familia (Friedlander, Escudero and Heatherington, 2006). Dadas las diferencias entre los miembros de la familia en sus expectativas respecto del tratamiento y de quien lo conduce, la solidez de estas alianzas puede variar y, por tanto, pueden darse discrepancias entre las alianzas de los distintos miembros de la familia con terapeutas. Estudios anteriores indican que las discrepancias de alianza dentro de la familia contribuyen al abandono del tratamiento (Muñiz de la Peña, Friedlander and Escudero, 2009; Robbins et al., 2008; Robbins et al., 2003). Además, en un estudio metaanalítico sobre la alianza en la terapia de pareja y familiar, estas discrepancias de alianza resultaron ser un predictor de resultados desfavorables del tratamiento incluso más potente que las alianzas individuales problemáticas con terapeutas (Friedlander et al., 2018).

Aunque la investigación sobre la alianza en el tratamiento familiar ha florecido durante las dos últimas décadas (para un metaanálisis, véase Welmers-van de Poll et al., 2018), hay poca investigación que capte aspectos de la alianza propios del tratamiento familiar, como las discrepancias de alianza. Siguen sin respuesta preguntas importantes sobre cómo evolucionan e interactúan los procesos de alianza en un contexto sistémico, y sobre cómo pueden evaluarse de la manera más favorable durante el tratamiento. En primer lugar, la evolución de las discrepancias de alianza entre terapeutas y distintos miembros de la familia a lo largo del tratamiento sigue estando poco investigada. En segundo lugar, a pesar de la idea de que quien ejerce la terapia probablemente desempeña un papel clave en la asociación entre alianza y resultados (Baldwin, Wampold and Imel, 2007), y debería detectar y reparar las discrepancias de alianza problemáticas, todavía no está claro si terapeutas tienen en cuenta las múltiples alianzas y sus discrepancias en el tratamiento familiar, ni cómo lo hacen. Para abordar estas cuestiones, en este estudio nos propusimos examinar la aparición y la evolución de las discrepancias de alianza en un tratamiento familiar domiciliario neerlandés para problemas de la infancia y la adolescencia, prestando especial atención a la evaluación que hacen terapeutas de las múltiples alianzas y de sus discrepancias.

Discrepancias de alianza en el tratamiento familiar

Un primer objetivo de este estudio fue investigar si se producían discrepancias entre las alianzas de los distintos miembros de la familia con terapeutas, y cómo evolucionaban a lo largo del tratamiento familiar. Dadas las diferencias entre los miembros de la familia y su papel durante el tratamiento, cabría esperar que las discrepancias de alianza fueran la regla más que la excepción. Por ejemplo, en el tratamiento familiar suelen ser las madres y los padres quienes inician el tratamiento, y niñas, niños y adolescentes no siempre participan voluntariamente (Friedlander, Escudero, Welmers-van de Poll and Heatherington, 2019; Shirk, Caporino and Karver, 2010). Esto podría afectar negativamente a la alianza entre terapeutas y jóvenes, como se ilustró en un estudio sobre terapia familiar de Robbins et al. (2006). En ese estudio, las madres tenían alianzas con terapeutas significativamente más fuertes que sus hijos varones. Además, como en muchas otras culturas, en los Países Bajos las madres se implican en general más en la crianza que los padres (Sociaal Cultureel Planbureau, 2018), e investigaciones previas han indicado que profesionales de la atención a la infancia y la juventud consultan o implican a las madres con más frecuencia que a los padres en los asuntos que conciernen a sus hijas e hijos (Hoogeveen, 2018). Por ello, en el tratamiento familiar terapeutas podrían formar alianzas más fuertes con las madres que con los padres.

Aunque es probable que se produzcan discrepancias de alianza durante el tratamiento familiar, el grado en que las alianzas son discrepantes puede variar a lo largo del proceso terapéutico. Varios estudios han mostrado que la solidez de la alianza cambia durante el tratamiento (Ardito and Rabellino, 2011; Horvath, 2006; Karver and Carporino, 2010; Weiss, Kivity and Huppert, 2014). En consecuencia, el grado en que difieren las alianzas de los distintos miembros de la familia también podría cambiar durante el tratamiento. Idealmente, a medida que avanza el proceso, quien ejerce la terapia intenta equilibrar las distintas alianzas y mejorar las alianzas débiles, lo que se traduce en una disminución de las discrepancias de alianza.

La evaluación de las alianzas por parte de terapeutas en el tratamiento familiar

Un segundo objetivo de este estudio fue investigar la perspectiva de terapeutas sobre las múltiples alianzas y sus discrepancias en el tratamiento familiar. Dado que se espera que quien ejerce la terapia desempeñe un papel clave en la mejora de los procesos de alianza, es importante que sea capaz de evaluar y seguir las alianzas durante el tratamiento familiar. Sin embargo, la percepción que tiene de las alianzas no siempre es exacta, debido a su implicación personal con la familia, y puede estar sesgada por reacciones personales intensas hacia algunos miembros de la familia (Muñiz de la Peña, Friedlander and Escudero, 2009). En este estudio destacamos dos aspectos particulares de la perspectiva de terapeutas sobre las alianzas en el tratamiento familiar.

Un primer aspecto es la evaluación correcta de las discrepancias de alianza por parte de terapeutas, con el fin de reparar las discrepancias problemáticas. Un estudio que comparó los informes de terapeutas sobre la alianza con los autoinformes individuales de clientes mostró que terapeutas sobrestimaban sistemáticamente las alianzas débiles e infravaloraban las alianzas fuertes (Hartman, Joos, Orlinsky and Zeeck, 2015). Esto también podría ocurrir en el tratamiento familiar y llevar a terapeutas a infravalorar las discrepancias de alianza. Además, el indicador más visible de la solidez de la alianza para terapeutas es el comportamiento de los miembros de la familia durante las sesiones. Sin embargo, en el tratamiento familiar los miembros de la familia se observan entre sí en sus interacciones con terapeutas, lo que puede provocar sentimientos de vergüenza y reticencia a mostrar sus pensamientos y sentimientos íntimos (Friedlander et al., 2006). Así lo ilustró un estudio a pequeña escala sobre las diferencias intrafamiliares en el vínculo emocional con terapeutas. En ese estudio, tanto clientes como personas observadoras informaron de discrepancias en el vínculo emocional con terapeutas, pero las discrepancias eran mayores en los autoinformes, lo que indica que las interacciones observadas de clientes con terapeutas solo reflejaban parcialmente sus autoinformes (Muñiz de la Peña, Friedlander and Escudero, 2009).

Un segundo aspecto de la evaluación de las alianzas por parte de terapeutas es el grado en que su perspectiva coincide con la de los miembros de la familia sobre la alianza. Estudios sobre psicoterapia con personas adultas y con jóvenes indican que la congruencia entre las evaluaciones de la alianza de terapeutas y de clientes conduce a resultados terapéuticos más favorables (Bachelor, 2013; Fjermestad et al., 2016; Kivlighan, 2007; Rozmarin et al., 2008; Zilcha-Mano, Snyder and Silberschatz, 2017). En el tratamiento familiar, seguir la alianza con los miembros de la familia menos implicados podría ser más difícil que seguir la alianza con los más implicados. Esto puede dar lugar a diferencias entre los miembros de la familia en el grado en que terapeuta y miembro de la familia coinciden sobre su alianza. Como hemos argumentado más arriba, suelen ser las madres y los padres quienes inician el tratamiento, y las madres se implican en general más en las cuestiones de crianza que los padres. Por tanto, terapeutas podrían centrarse principalmente en la alianza con las figuras parentales (especialmente las madres) más que con la gente joven y, en consecuencia, ser más congruentes en su evaluación de la alianza con las figuras parentales (especialmente las madres) que con la gente joven.

El presente estudio

El objetivo del presente estudio fue comprender mejor las discrepancias de alianza y la evaluación que hacen terapeutas de las múltiples alianzas y de sus discrepancias en el tratamiento familiar. Nuestra primera pregunta de investigación fue: ¿se producen discrepancias entre las alianzas de los distintos miembros de la familia en el tratamiento familiar, y cómo evolucionan a lo largo del tratamiento? A partir de la bibliografía revisada, formulamos las siguientes hipótesis: (1) existen discrepancias significativas en la solidez de la alianza entre los miembros de la familia; más concretamente, las figuras parentales tienen alianzas más fuertes con terapeutas que la gente joven, y las madres tienen alianzas más fuertes con terapeutas que los padres; y (2) las discrepancias de alianza disminuyen a lo largo del tratamiento.

Nuestra segunda pregunta de investigación fue: ¿cómo evalúan terapeutas las múltiples alianzas y las discrepancias de alianza? Aquí formulamos las siguientes hipótesis: (1) cuando terapeutas informan sobre múltiples alianzas con distintos miembros de la familia, las discrepancias entre estas alianzas son menores que las discrepancias de alianza en los informes de observación y en los autoinformes de los miembros de la familia; y (2) la alianza informada por terapeutas se asocia más fuertemente con la alianza informada por las figuras parentales que con la informada por la gente joven, y se correlaciona más fuertemente con la alianza informada por las madres que con la informada por los padres.

Los resultados de este estudio pueden servir de marco para seguir investigando la alianza como factor terapéutico común en el tratamiento familiar, y ayudar a terapeutas a seguir y optimizar los procesos de alianza con el fin de mejorar los resultados del tratamiento.

Método

Participantes y contexto del tratamiento

Participaron 92 madres y padres (n = 57 madres o madrastras, n = 35 padres o padrastros) y 61 menores de 61 familias. La edad media de la niña o el niño para quien se indicó el tratamiento era de 10,2 años (SD = 4.5; rango 0.3–17.8). La edad media de las niñas, niños y adolescentes que participaron en el estudio era de 11,0 años (SD = 3.1; rango 4–17), y la edad media de las madres y padres era de 39,6 años (SD 8,3; rango 25–57). En tres familias, uno o ambos progenitores habían nacido en otro país occidental y, en cuatro familias, uno o ambos habían nacido en un país no occidental. Las familias participantes recibían un tratamiento familiar domiciliario para problemas de la infancia y la adolescencia denominado Intensieve Pedagogische Thuishulp (IPT, Van der Steege, 2007). Las atendieron 36 profesionales de IPT (un 14 % hombres, M edad 42.7; SD = 9.6), con una media de 8,4 (SD = 4.6) años de experiencia en IPT. Todas estas personas tenían una titulación de grado (o de posgrado) relacionada con el trabajo social.

Intensieve Pedagogische Thuishulp (IPT, Van der Steege, 2007) es un tratamiento familiar domiciliario de los Países Bajos destinado a familias que afrontan problemas complejos de conducta infantil y de crianza. La mayoría de las familias tienen también problemas en otros ámbitos, como dificultades económicas, psicopatología parental o falta de una red social de apoyo. El tratamiento adopta un enfoque empoderador, centrado en soluciones y sistémico, orientado a mejorar las habilidades parentales y a reforzar el apoyo social (Van der Steege, 2007). Durante el tratamiento, la persona profesional de IPT visita a la familia 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 periodo medio de cuarenta y nueve semanas (SD = 29,7; rango 12–168).

Procedimiento

Las familias participantes procedían de cuatro equipos especializados en IPT de dos organizaciones neerlandesas de atención a la infancia y la juventud. Cuando una familia iniciaba el tratamiento con profesionales de IPT de un equipo participante, la persona profesional o la institución le informaba del proyecto de investigación y recibía una carta informativa. En un equipo, todas las personas profesionales de IPT pidieron directamente a sus familias que participaran. En los otros tres equipos, un miembro del equipo de investigación llamaba a la familia para pedirle que participara. A partir de los 8 años, se pedía a niñas, niños y adolescentes que cumplimentaran el Working Alliance Inventory (WAI) y se les incluía en las observaciones codificadas con el System for Observing Family Therapy Alliances (SOFTA). Se pidió a terapeutas que reflexionaran sobre las alianzas con todos los miembros de la familia implicados en el tratamiento, con independencia de su edad. 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 de Ciencias Sociales y del Comportamiento de la Universidad de Ámsterdam. Todas las familias participantes recibieron una tarjeta regalo de 10 €, y se sortearon entre ellas dos vales para visitar un zoológico o un parque de atracciones de su elección.

Cuando una familia participaba, se grababan en vídeo dos sesiones con la persona profesional 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 en este modelo de tratamiento dura unas seis semanas (Van der Steege, 2007). La segunda observación en vídeo (T2) tuvo lugar dos meses después, cuando el tratamiento estaba en la fase de cambio activo. Para catorce familias no se dispuso de medida en T2, porque el tratamiento ya había terminado (n = 5) o porque terapeutas o miembros de la familia ya no deseaban participar al haber cambiado la situación (n = 9). No hubo medida en T1 para dos familias, y cuatro familias solo participaron cumplimentando el WAI, sin observaciones en vídeo. Ninguna de estas cuatro familias respondió a la solicitud de cumplimentar el WAI en T2. No se excluyeron las familias que abandonaron el estudio, porque ello podría haber reducido la representatividad clínica de nuestro estudio. Comparamos las medidas de alianza en T1 entre las familias que abandonaron y las que completaron el estudio mediante un análisis de regresión multinivel de una variable dicotómica de abandono en T2 sobre la alianza informada por clientes, por terapeutas y por observación en T1, y no encontramos diferencias significativas (p = .586), lo que indica que era poco probable una atrición selectiva.

Instrumentos de medida

Working Alliance Inventory – Short Form (WAI-s). Para evaluar la alianza tal como la perciben terapeutas y miembros de la familia, utilizamos el Working Alliance Inventory, Short Form (WAI-s; Horvath and Greenberg, 1989; Killian, Forrester, Westlake and Antonopoulou, 2017). El cuestionario consta de doce ítems (p. ej., «Mi orientador u orientadora familiar y yo estamos de acuerdo en lo que debería hacer para mejorar cómo van las cosas en mi familia», en la versión para clientes, o «Esta persona está de acuerdo en lo que deberían hacer los miembros de la familia para mejorar cómo van las cosas en la familia», en la versión para terapeutas) y mide los componentes de tarea, objetivo y vínculo de la alianza en una escala 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 .85 en T1 y de .88 en T2, y el de la versión para clientes, de .91 en T1 y de .92 en T2.

System for Observing Family Therapy Alliances (SOFTA-o). El SOFTA-o (Friedlander, Escudero and Heatherington, 2006) se desarrolló para evaluar cuatro dimensiones de la conducta relacionada con la alianza a partir de grabaciones en vídeo de sesiones de terapia familiar o de pareja. Dos dimensiones reflejan la alianza individual entre un miembro de la familia y la persona profesional, basándose en la definición clásica de la alianza de Bordin (1979): el Enganche en el proceso terapéutico, que representa los componentes de tarea y objetivo 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 exclusivos del tratamiento familiar conjunto.

Al utilizar el SOFTA-o, una persona codificadora formada observa una sesión y anota la frecuencia de conductas específicas, positivas y negativas, relacionadas con la alianza en las cuatro dimensiones. Algunos ejemplos de indicadores conductuales positivos y negativos son: «La persona describe o comenta un plan para mejorar la situación» o «La persona muestra indiferencia ante las tareas o el proceso de la terapia (p. ej., asiente sin implicarse, “no sé”, se desconecta)» para el Enganche; «La persona comparte un momento distendido o una broma con la persona terapeuta» o «La persona evita el contacto visual con la persona terapeuta» para la Conexión emocional; «La persona da a entender o afirma que la terapia es un lugar seguro» o «La persona expresa ansiedad de forma no verbal» para la Seguridad; y «Los miembros de la familia se preguntan unos a otros por su punto de vista» o «Los miembros de la familia se culpan unos a otros» para el Sentido de propósito compartido. Tras observar la sesión, en función de la frecuencia, la intensidad y la relevancia clínica de las conductas señaladas, las personas codificadoras asignan puntuaciones globales en cada dimensión en una escala Likert de 7 puntos que va de –3 (extremadamente problemática) a +3 (extremadamente fuerte). Para este estudio, el SOFTA-o se tradujo del inglés al neerlandés siguiendo las directrices establecidas por Van Widenfelt, Treffers, De Beurs, Siebelink and Koudijs (2005).

Para codificar con el SOFTA-o las sesiones de IPT grabadas en vídeo, utilizamos como guía el manual de formación de Friedlander et al. (2005). La primera autora recibió formación del profesor Escudero, uno de los creadores del instrumento. Tras la formación y la traducción del manual, codificó doce grabaciones con al menos dos miembros de la familia en sesión, para utilizarlas como patrón de referencia. Los dilemas de codificación se discutieron con el profesor Escudero. A continuación, se formó a tres estudiantes de máster de Ciencias de la Educación de la Universidad de Ámsterdam, que recibieron quince horas 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 los creadores del instrumento y material de práctica neerlandés tomado de la serie dramática neerlandesa In Therapie (In Therapy). Las personas codificadoras formadas codificaron de forma independiente al menos diez grabaciones para aumentar su fiabilidad respecto de 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 las puntuaciones de las escalas no diferían en más de un punto en el 90 % de los casos.

Tras la formación, cada persona codificadora puntuó una selección aleatoria de las grabaciones. Los dilemas de codificación se discutieron y los fragmentos difíciles se codificaron por consenso en reuniones quincenales del equipo de codificación. En total, se codificaron de forma independiente noventa sesiones tras la formación. De ellas, quince sesiones seleccionadas al azar (16,7 %) fueron codificadas por segunda vez por la primera autora, sin que las personas codificadoras supieran cuáles eran. Para evaluar la fiabilidad interjueces, calculamos coeficientes intraclase para las quince sesiones con doble codificación, utilizando las medidas únicas de un modelo mixto de dos factores basado en el acuerdo absoluto (Koo and Li, 2016). Dado que el presente estudio se centra en las discrepancias de las alianzas individuales, solo utilizamos las subescalas de Enganche y de Conexión emocional del SOFTA, y promediamos estas dos escalas en una escala combinada. Las puntuaciones de estas dos subescalas estaban significativamente correlacionadas (T1: r = .306, p = .003, T2: r = .421, p < .001). El coeficiente de correlación intraclase (ICC) de la escala combinada fue de .44. Según Cicchetti (1994), los ICC son aceptables cuando son >.4, buenos cuando son >.6 y excelentes cuando son >.8.

Análisis estadísticos

Las discrepancias se analizaron mediante un modelo de dos niveles, para aumentar la potencia estadística y tener en cuenta la dependencia de los datos, ya que los miembros de la familia (nivel 1) estaban anidados en terapeutas (nivel 2). El nivel 1 corresponde a la varianza de las medidas de alianza entre los miembros de la familia dentro de cada familia, mientras que el nivel 2 recoge la varianza entre familias. Para analizar las discrepancias, ampliamos este modelo con un moderador categórico, el miembro de la familia (madre, padre, joven). Para poder analizar esta variable categórica, creamos variables ficticias que contenían toda la información incluida en la variable categórica original. Para analizar la evolución de las diferencias entre los miembros de la familia, calculamos los ICC del modelo de dos niveles para T1 y T2. Para analizar si las discrepancias diferían según la fuente de información, analizamos las interacciones entre dos variables moderadoras: el miembro de la familia y la fuente que informa sobre la alianza (terapeuta, cliente, observación). Para comprobar la congruencia entre los informes de terapeutas y los autoinformes de los miembros de la familia sobre la alianza, calculamos la r de Pearson para todas las díadas terapeuta/miembro de la familia. Comparamos estas correlaciones calculando el estadístico de contraste z y su correspondiente valor p (Lenhard and Lenhard, 2014).

Resultados

Análisis preliminares

Para empezar, calculamos las medias y desviaciones típicas de la alianza para todos los miembros de la familia y todas las fuentes de información. Los resultados se presentan en la tabla 1. En conjunto, en las distintas fuentes (terapeutas, clientes y observación), las alianzas con las madres fueron las más fuertes tanto en T1 como en T2, seguidas de las de los padres y, después, de las de la gente joven. Las puntuaciones de alianza más altas fueron las de clientes, seguidas de las de observación y, después, de las de terapeutas, salvo en las alianzas con padres y madres en T2 (terapeutas obtuvieron puntuaciones más altas que la observación, pero aún inferiores a las de clientes). Para comprobar si las diferencias entre fuentes eran significativas, ampliamos nuestro modelo de dos niveles con la fuente de información sobre la alianza como variable moderadora. Como muestra la tabla 2, encontramos diferencias significativas entre las distintas fuentes, lo que indica que terapeutas informaron en general de alianzas más débiles que clientes y observación, tanto en T1 como en T2.

Discrepancias de alianza

La tabla 3 muestra los resultados de los análisis de regresión multinivel de las alianzas con el papel familiar como variable moderadora. Encontramos diferencias significativas en las alianzas con terapeutas entre madres, padres y jóvenes. En línea con nuestra primera hipótesis, las alianzas con las figuras parentales fueron más fuertes que con la gente joven tanto en T1 como en T2, y las alianzas con las madres fueron más fuertes que con los padres tanto en T1 como en T2.

Para comprobar si las discrepancias entre los miembros de la familia disminuyen a lo largo del tratamiento, calculamos el ICC entre todas las alianzas, con todas las fuentes, en el modelo multinivel. En T1, el ICC fue de .12 (p < .01), lo que indica una pequeña correlación intrafamiliar entre las alianzas con los distintos miembros de la familia. En T2, el ICC fue de .35 (p < .05), lo que indica que las diferencias de alianza dentro de la familia se redujeron, en línea con nuestra hipótesis.

La evaluación de las alianzas por parte de terapeutas

En cuanto a la evaluación de las discrepancias de alianza por parte de terapeutas, los resultados de los análisis multinivel de interacción entre miembro de la familia y fuente de información no mostraron diferencias significativas entre terapeutas, clientes y observación en los informes sobre las discrepancias de alianza. Contrariamente a nuestra hipótesis, esto indica que terapeutas informan de diferencias de alianza entre los miembros de la familia comparables a las de los autoinformes de clientes y a las de los informes de observación.

Nuestra hipótesis de que la perspectiva de terapeutas es más congruente con los autoinformes en el caso de las alianzas de las figuras parentales que en el de la gente joven, y en el de las alianzas de las madres que en el de los padres, se confirmó parcialmente. Como muestra la tabla 4, los informes de terapeutas sobre la alianza con las madres presentaron una correlación positiva moderada con los autoinformes de las madres en T1 y una correlación grande en T2, ambas significativas. Las puntuaciones de terapeutas sobre las alianzas con los padres se correlacionaron de forma ligeramente negativa con los autoinformes de los padres en T1, del mismo modo que sus puntuaciones sobre las alianzas con la gente joven se correlacionaron de forma ligeramente negativa con los autoinformes de jóvenes en T1. Sin embargo, ninguna de las dos correlaciones fue significativa. La diferencia entre madres y padres en la intensidad de la correlación entre los informes de terapeutas y los autoinformes mostró una tendencia a la significación (z = 1.533, p = .063). Las diferencias entre madres y jóvenes (z = 1.064, p = .144) y entre padres y jóvenes (z = −0.246, p = .403) en la intensidad de la correlación entre informe de terapeutas y autoinforme no fueron significativas. Estos resultados coincidían parcialmente con nuestra hipótesis, ya que indican en cierta medida que terapeutas eran más congruentes en su perspectiva sobre la alianza con las madres que con los padres, pero no indican que fueran significativamente más congruentes en su perspectiva sobre la alianza con las figuras parentales que con la gente joven.

En T2, las correlaciones entre la alianza informada por terapeutas y la autoinformada aumentaron tanto para las madres como para los padres, sin que la diferencia en la intensidad de estas correlaciones fuera significativa (z = −0.632, p = .264). Contrariamente a nuestra hipótesis, esto indica que la perspectiva de terapeutas sobre la alianza era tan congruente con la perspectiva de las madres como con la de los padres cuando el tratamiento estaba en la fase de cambio activo. En cuanto a las alianzas con la gente joven, la correlación entre informe de terapeutas y autoinforme en T2 fue pequeña y no significativa. Las diferencias en las correlaciones entre informe de terapeutas y autoinforme fueron significativas tanto entre madres y jóvenes (z = 1.793, p = 0.036) como entre padres y jóvenes (z = 1.771, p = .038). Esto indica, tal como se había planteado en la hipótesis, que en la fase de cambio activo del tratamiento terapeutas eran más congruentes en su perspectiva sobre la alianza con las figuras parentales que con la gente joven.

Discusión

Investigamos (a) si se producen discrepancias entre las alianzas con los distintos miembros de la familia en el tratamiento familiar, y cómo evolucionan a lo largo del tratamiento, y (b) cómo evalúan terapeutas las múltiples alianzas y sus discrepancias en un tratamiento familiar domiciliario neerlandés para problemas de la infancia y la adolescencia.

Discrepancias de alianza en el tratamiento familiar

Los resultados de nuestro estudio confirman nuestras hipótesis de que se producen discrepancias entre los miembros de la familia, pero que se reducen algo durante el tratamiento. Encontramos que, con independencia de quién informara sobre la alianza, las madres tenían alianzas más fuertes con terapeutas que los padres. Este resultado podría explicarse en parte por la impresión de que los contactos durante el tratamiento suelen ser más intensos con las madres: en nuestro estudio, las madres estaban presentes en el 93 % de las sesiones observadas, mientras que los padres solo lo estaban en el 35 %. Cuando los contactos con las madres durante el tratamiento son más frecuentes que con los padres, las alianzas con las madres también pueden tener más tiempo y más ocasiones para desarrollarse y, por tanto, podrían ser más fuertes.

Las diferencias en la solidez de la alianza entre padres y madres también podrían explicarse por una coincidencia de género entre madres y terapeutas, dado que la mayoría de las personas terapeutas (86 %) de la presente muestra eran mujeres. Esta hipótesis se ve respaldada además por resultados de estudios anteriores sobre el efecto de la coincidencia de género en la alianza o en la satisfacción con la relación terapéutica, que indican que las díadas formadas por cliente y terapeuta mujeres presentan la alianza más fuerte en el tratamiento de las adicciones en personas adultas y adolescentes (Kuusisto and Artkoski, 2013; Wintersteen et al., 2005), en la terapia de pareja y familiar (Johnson and Caldwell, 2011) y en un conjunto de tratamientos psicosociales diversos para personas adultas (Bhati, 2014). Bhati (2014), sin embargo, habla de un «efecto femenino» general más que de un efecto de coincidencia de género, ya que en su estudio las díadas con terapeutas mujeres, incluso las díadas con clientes hombres, tenían alianzas más fuertes que las díadas con terapeutas hombres. Cabe señalar que en todas estas muestras, como en nuestro estudio, los terapeutas hombres estaban infrarrepresentados o incluso ausentes. Por tanto, se necesita más investigación que incluya a más terapeutas hombres para extraer conclusiones válidas sobre el efecto de la coincidencia de género en la alianza.

En cuanto a las discrepancias de alianza, también encontramos que las figuras parentales tenían alianzas más fuertes que la gente joven. Esto coincidía con nuestra hipótesis y con los resultados metaanalíticos de Roest et al. (2020). Según esta autoría, construir alianzas con niñas, niños y adolescentes (en adelante, «jóvenes») puede verse complicado por cuestiones de desarrollo, como las limitaciones cognitivas de la primera infancia para comprender la necesidad del tratamiento. En la adolescencia, los conflictos con madres y padres sobre la necesidad y el objetivo del tratamiento, así como las dificultades para aceptar la autoridad, pueden ser un factor de complicación. En el tratamiento familiar, formar una alianza con niñas, niños o adolescentes podría ser aún más complejo, ya que tienen menos poder en la interacción que las personas adultas, y la presencia de las figuras parentales en las sesiones (aunque solo sea en parte) puede provocar sentimientos de vergüenza y reticencia a abrirse (Escudero and Friedlander, 2017). Aunque sentirse escuchada durante el tratamiento parece muy importante para la gente joven en terapia familiar (Strickland-Clark, Campbell and Dallos, 2000), desempeñar un papel activo en un proceso de tratamiento conjunto con personas adultas es un reto para jóvenes, y por ello debería ser cuidadosamente guiado por terapeutas, tanto verbal como no verbalmente (Escudero and Friedlander, 2017; O’Reilly, 2008).

La evaluación de las alianzas por parte de terapeutas en el tratamiento familiar

No encontramos diferencias significativas en las discrepancias de alianza entre los informes de terapeutas, los de clientes y los de observación, lo que indica que terapeutas evalúan las diferencias de alianza de forma comparable tanto a la observación como a los autoinformes de los miembros de la familia. Este resultado subraya a la vez la solidez de la aparición de discrepancias de alianza y la capacidad de terapeutas para detectar diferencias entre las alianzas de los miembros de la familia. Cabe destacar que nuestro estudio es probablemente el primero que incluye medidas observadas, autoinformadas e informadas por terapeutas al investigar las discrepancias de alianza. Se necesita más investigación para construir una base empírica más sólida sobre la capacidad de terapeutas para reconocer con precisión las discrepancias de alianza.

Los informes de terapeutas sobre la alianza se asociaron moderadamente con la alianza autoinformada por las madres en la fase inicial del tratamiento, pero no hubo correlación entre informe de terapeutas y autoinforme en el caso de los padres y de la gente joven. Esto indica que, al inicio del tratamiento, terapeutas carecen de una perspectiva compartida sobre la alianza tanto con los padres como con la gente joven. Parece que, en la fase inicial del tratamiento, la perspectiva de terapeutas sobre la alianza está más próxima a la de las madres, que en nuestra muestra eran la parte más implicada en el tratamiento. Sin embargo, estos resultados deben interpretarse con cautela, ya que las diferencias en la correlación entre informe de terapeutas y autoinforme en T1 solo mostraron una tendencia a la significación en el caso de la diferencia entre padres y madres, y no fueron significativas en el de las diferencias entre figuras parentales y jóvenes.

Resultó interesante constatar que la asociación entre los informes de terapeutas sobre la alianza con los padres y los autoinformes de estos se hizo notablemente más fuerte durante el tratamiento. En T2 había una correlación significativa y grande, comparable a la asociación entre los informes de terapeutas y los autoinformes de las madres sobre su alianza en T2. Al parecer, cuando terapeutas pasan más tiempo de tratamiento con los padres, se desarrolla una perspectiva más compartida sobre su alianza. En cambio, las correlaciones entre los informes de terapeutas y los autoinformes de la alianza con la gente joven apenas aumentaron durante el tratamiento, lo que indica que, incluso cuando el proceso terapéutico avanza, terapeutas siguen careciendo de una perspectiva compartida sobre la alianza con la gente joven. Este resultado contrasta con los resultados metaanalíticos de Roest et al. (2020), que encontraron una correlación moderada entre la alianza informada por terapeutas y la autoinformada por jóvenes en la psicoterapia con jóvenes. Quizá nuestro resultado sobre la falta de una perspectiva compartida entre terapeutas y jóvenes sea propio de la alianza con jóvenes en el tratamiento familiar conjunto, en el que terapeutas podrían centrarse más en la alianza con las figuras parentales. Cabe señalar, no obstante, que en nuestra muestra el número de jóvenes con autoinformes de la alianza era reducido, y que se necesita más investigación para extraer conclusiones válidas sobre la asociación entre los informes de terapeutas y los autoinformes de la alianza con la gente joven en el tratamiento familiar.

Limitaciones, fortalezas y líneas futuras

Al interpretar los resultados de nuestro estudio deben tenerse en cuenta varias limitaciones. En primer lugar, analizamos datos de una muestra muy heterogénea en cuanto a los problemas abordados, la edad de las niñas y niños derivados y los miembros de la familia presentes en las sesiones observadas. Además, solo se incluyó en la muestra un número reducido de padres y de jóvenes con autoinformes e informes de observación de la alianza. Por otra parte, al comparar los informes de alianza de terapeutas, clientes y observación, es posible que los resultados estén en cierta medida sesgados por la fuente de información. Es decir, las diferencias entre las alianzas en los autoinformes de los miembros de la familia podrían deberse a que distintas personas informan sobre distintas alianzas (p. ej., la madre informa sobre la alianza de la madre, el padre sobre la alianza del padre, etc.), mientras que en los informes de terapeutas y de observación es la misma persona quien evalúa las distintas alianzas (p. ej., la persona terapeuta informa sobre la alianza tanto de la madre como del padre).

Una última limitación del estudio es que la fiabilidad interjueces de los informes de observación de la alianza fue baja (ICC = .44), aunque suficiente (Cicchetti, 1994). Sin embargo, según Koo and Li (2016), una puntuación ICC relativamente baja podría explicarse por una escasa variabilidad entre los sujetos de la muestra, un número reducido de sujetos (k < 30) o un número reducido de jueces (n < 3). Koo y Li recomiendan que un estudio de fiabilidad incluya al menos treinta muestras heterogéneas evaluadas por al menos tres jueces antes de interpretar las puntuaciones ICC bajas en términos de escasa fiabilidad. En nuestro estudio, la mayoría de las sesiones fueron codificadas por una sola persona, lo que genera automáticamente un acuerdo menor que la codificación por consenso de dos o tres personas codificadoras.

A pesar de sus limitaciones, nuestro estudio contribuye de varias maneras al conocimiento sobre la alianza en el tratamiento familiar. Hasta donde sabemos, es el primer estudio sobre la alianza en el contexto poco controlable del tratamiento familiar domiciliario que se centra en las múltiples alianzas con distintos miembros de la familia e incluye tanto observaciones como informes de terapeutas y autoinformes de clientes. Además, utilizamos un modelo multinivel para tener en cuenta la dependencia estadística, lo que nos permitió comparar las alianzas de distintos miembros de la familia con independencia de quién informara sobre la alianza, y comparar distintas perspectivas (es decir, terapeuta, cliente, observación) sobre las discrepancias de alianza. Por último, el uso de dos momentos de medida distintos permitió analizar la evolución de las discrepancias de alianza entre los miembros de la familia y de la congruencia entre los informes de terapeutas y los autoinformes de clientes sobre la alianza.

La investigación futura sobre la alianza en el tratamiento familiar debería centrarse en estudiar el efecto de las discrepancias de alianza entre los miembros de la familia, así como el efecto de la congruencia entre los informes de terapeutas y los autoinformes de la alianza, sobre los resultados del tratamiento. Idealmente, en este tipo de investigación se aplicaría un enfoque evolutivo, ya que los resultados de nuestro estudio demuestran que las discrepancias de alianza y la congruencia entre informe de terapeutas y autoinforme de clientes sobre la alianza evolucionan durante el tratamiento. En cuanto a las discrepancias de alianza, estudios anteriores aportan algunos indicios de que las discrepancias entre los miembros de la familia contribuyen al abandono del tratamiento (Friedlander et al., 2018; Muñiz de la Peña et al., 2009; Robbins et al., 2008; Robbins et al., 2003). Sin embargo, hasta la fecha solo existe un puñado de estudios sobre las discrepancias de alianza en relación con los resultados del tratamiento, con definiciones diversas y metodologías a menudo problemáticas (Welmers-van de Poll et al., 2018), y ninguno de ellos ha investigado cómo la evolución de las discrepancias de alianza (es decir, su aumento o disminución) puede afectar a los resultados del tratamiento.

Los estudios sobre el efecto de la congruencia entre la alianza informada por terapeutas y la autoinformada han arrojado resultados algo ambiguos, que van desde la ausencia de efecto en la psicoterapia con personas adultas (Fitzpatrick, Iwakabe and Stalikas, 2005) hasta mejores resultados cuando las puntuaciones son más congruentes en la psicoterapia con personas adultas (Bachelor, 2013; Kivlighan, 2007; Rozmarin et al., 2008; Zilcha-Mano, Snyder and Silberschatz, 2017) o cuando la congruencia aumenta durante el tratamiento en la TCC con jóvenes (Fjermestad et al., 2016). Sin embargo, son escasos los estudios sobre el efecto de la congruencia entre las puntuaciones de la alianza de terapeutas y de clientes en el tratamiento familiar conjunto. En el tratamiento familiar, quizá la congruencia de un miembro de la familia con terapeutas sea más importante para un resultado positivo del tratamiento que la de otros miembros de la familia. Nuestro resultado de que los informes de terapeutas y los autoinformes de la alianza con las figuras parentales eran más congruentes que los de la gente joven subraya la importancia de esta cuestión.

Nuestros resultados ponen de relieve la complejidad de construir y seguir múltiples procesos de alianza en el tratamiento familiar conjunto. Demuestran que la perspectiva de terapeutas sobre la alianza con un miembro concreto de la familia no es necesariamente comparable a la propia perspectiva de ese miembro de la familia, especialmente en el caso de la gente joven. Para lograr una perspectiva más compartida sobre la alianza, terapeutas podrían plantearse pedir a los miembros de la familia su opinión sobre la alianza, algo que ha demostrado ser eficaz en diversos contextos (p. ej., Mihalo and Valenti, 2018; Van Hennik, 2020; Zilcha-Mano and Errazuriz, 2015). Al hacerlo, se recomienda prestar especial atención a la opinión de niñas, niños y adolescentes sobre la alianza (para un ejemplo, véase Rober, Van Tricht and Sundet, 2020). Nuestros resultados demuestran también que las diferencias de alianza con terapeutas entre los miembros de la familia son la regla más que la excepción. Ser conscientes de que construir alianzas con algunos miembros de la familia (casi siempre la gente joven) exige un esfuerzo adicional podría mejorar el proceso de construcción y equilibrio de múltiples alianzas en el tratamiento familiar.