Una limitación importante de la investigación cuantitativa realizada en el campo de la terapia de pareja es que se ha llevado a cabo casi exclusivamente en el nivel individual de análisis. El nivel individual se refiere a los cambios en el funcionamiento intrapsíquico o interpsíquico autopercibido, que se analizan sin tener en cuenta la naturaleza recíproca de las relaciones (Kenny et al., 2020). Para la comunidad investigadora y clínica de la terapia de pareja tienen especial interés los efectos de reciprocidad en el nivel diádico (p. ej., una mayor satisfacción en la relación) o en el nivel familiar (p. ej., una mejora del funcionamiento familiar; Gurman & Kniskern, 1978). El enfoque que considera únicamente el nivel individual ignora los efectos recíprocos (es decir, cómo los comportamientos de los miembros de la díada influyen unos en otros), lo que constituye una restricción, porque solo revela cómo cambia una persona encuestada de un momento de evaluación a otro. Aunque se trata de una limitación conocida en el campo de la investigación en terapia de pareja, o bien se aborda tratando los datos cuantitativos de forma insuficiente, o bien se evitan por completo dichos métodos (Ochs et al., 2020). Ejemplos de lo primero son promediar las puntuaciones de resultado de los miembros de la díada o realizar análisis separados para maridos y esposas. En ambos casos no se tiene en cuenta la interdependencia entre las puntuaciones (es decir, los datos anidados) y, por tanto, el fenómeno de interés, a saber, la naturaleza recíproca de las relaciones, queda excluido como objeto de investigación (Kenny et al., 2020).

En este artículo pretendemos presentar una alternativa al análisis de los datos en el nivel individual, y lo haremos investigando las asociaciones entre la alianza terapéutica (es decir, el vínculo emocional entre terapeuta y cliente, y su acuerdo sobre las tareas y el objetivo de la terapia; Bordin, 1979) y la satisfacción en la relación de pareja. Aunque una amplia literatura se ha dedicado a este tema y ha demostrado que la fuerza de la alianza entre terapeuta y cliente predice el resultado del tratamiento (Del Re et al., 2021; Flückiger et al., 2018; Friedlander et al., 2018), nuestro objetivo es matizar aún más esos resultados mostrando cómo puede aplicarse el análisis diádico (Kenny et al., 2020) para identificar efectos recíprocos a lo largo del tiempo.

Los análisis diádicos (Kenny et al., 2020) son una adaptación metodológica de enfoques estadísticos ya existentes, como los modelos mixtos (MM; Curran & Bauer, 2011) o los modelos de ecuaciones estructurales (SEM; Weston & Gore, 2006). Como indica el nombre del conjunto de métodos conocidos como análisis diádico, este desplaza el nivel de análisis de lo individual a lo diádico. Los análisis diádicos se aplican a datos recogidos en uno o varios momentos para indagar en una supuesta covariación entre los miembros de la díada. El uso de los análisis diádicos como herramienta para analizar datos longitudinales reviste un gran interés. Estos estudios longitudinales pueden identificar moderadores y mediadores (es decir, procesos) de los resultados del tratamiento a lo largo del tiempo (Kazdin, 2007). A medida que la implantación de la monitorización rutinaria de resultados (ROM; Tilden & Wampold, 2017) se convierte en práctica habitual en muchos centros clínicos, la generación de datos recogidos con frecuencia se ha disparado. Estos datos pueden utilizarse en diseños de investigación longitudinales para mejorar nuestra comprensión de cómo cambian los sistemas a lo largo del tiempo. En el presente estudio examinamos cómo evolucionan los efectos recíprocos a lo largo del tiempo y, por ello, hemos optado por conceptualizar la naturaleza anidada de los datos diádicos en el marco del modelo de interdependencia actor-pareja (APIM; Cook & Kenny, 2005). En el APIM, los efectos recíprocos se denominan efectos actor-pareja (Cook & Kenny, 2005). Véase la figura 1 para una representación visual del APIM. Si, en cambio, se supone que el cambio se produce de forma determinista, puede ser adecuado un modelo diádico de curva de crecimiento. Remitimos a Kenny et al. (2020) para un análisis en profundidad sobre cómo seleccionar el modelo que mejor se ajusta a conjuntos de datos diádicos longitudinales.

Al contrario que el supuesto central de los métodos cuantitativos lineales —según el cual las observaciones (es decir, los datos) son independientes entre sí (Kenny et al., 2020)—, el supuesto fundamental del APIM es la no independencia de los datos. La no independencia plantea que las personas que se encuentran en la misma condición, como una pareja que acude junta a terapia, tendrían puntuaciones de resultado interdependientes. Así, sus comportamientos durante la terapia (p. ej., sus alianzas con su terapeuta de pareja) pueden predecir no solo su propio resultado (p. ej., la satisfacción en la relación), sino también el resultado de su pareja. El análisis diádico permite poner a prueba estos supuestos efectos recíprocos, es decir, contrastar la no independencia.

La no independencia puede tener distintos orígenes, como los efectos de composición (p. ej., la similitud de personalidad; Klohnen & Luo, 2003), el destino común (p. ej., factores contextuales compartidos; Ledermann et al., 2010) y los efectos actor-pareja (p. ej., el efecto de la depresión del marido sobre la satisfacción conyugal de la esposa; Kenny, 1996; Kenny et al., 2020). Los efectos de composición no tienen especial interés para la investigación en terapia de pareja, ya que probablemente representan rasgos poco modificables y, por tanto, no influyen mucho en cómo cambian estos sistemas durante el tiempo que dura la terapia (Kenny, 1996). En lo que sigue, solo trataremos los efectos actor-pareja como fuente de no independencia dentro del APIM. Para un análisis detallado sobre cuándo elegir el modelo de destino común en lugar del APIM, remitimos a Galovan et al. (2017).

Como puede deducirse de varios metaanálisis de la literatura de investigación en terapia de pareja (Rathgeber et al., 2019; Roddy et al., 2020; Shadish & Baldwin, 2003; Shadish & Baldwin, 2005), la gran mayoría de los estudios aplicaron diseños de investigación que dejaban de lado el estudio de los efectos recíprocos. En el mejor de los casos, estos estudios muestran cómo cambian las personas de un momento a otro (por lo general, solo dos momentos), de acuerdo con el enfoque nomotético (es decir, con el objetivo de hacer predicciones generales sobre la población; Beltz et al., 2016). No revelan cómo cambian las díadas a lo largo del tiempo y, por ello, tienen un interés limitado más allá de ilustrar la eficacia general de los tratamientos. Aunque existe un conjunto creciente de investigaciones que aplican análisis diádicos para estudiar efectos recíprocos, la mayoría pertenecen a los campos de la psicología social y de los estudios sobre la familia y el desarrollo (Kenny et al., 2020). Pese a que las ventajas de los análisis diádicos son evidentes, hasta donde sabemos su aplicación en la investigación en terapia de pareja ha sido escasa.

El artículo seminal de Anderson y Johnson (2010) sobre las alianzas terapéuticas fue, con toda probabilidad, la primera publicación científica que introdujo el APIM en el campo de la terapia de pareja. Un inconveniente común de los estudios realizados (p. ej., Anderson & Johnson, 2010; Anderson et al., 2020; Bergeron et al., 2020) es que incluyen un número limitado de momentos de evaluación. En esencia, esto significa que revelan influencias recíprocas, pero no a lo largo del tiempo. En el presente estudio pretendemos mostrar cómo pueden utilizarse los análisis diádicos en un diseño longitudinal para abordar las alianzas terapéuticas y la satisfacción en la relación como objetivos medidos con frecuencia a lo largo del tratamiento. Así, examinamos cómo los miembros de las díadas se influyeron recíprocamente cuando asistieron conjuntamente a una terapia de pareja intensiva en régimen de hospitalización. La alta frecuencia de los momentos de evaluación y la yuxtaposición de la variable de resultado con la variable de proceso se plantearon con la intención de profundizar en el vínculo entre las alianzas y la satisfacción en la relación. Por tanto, el objetivo de este estudio es doble: hacerse eco del propósito del trabajo pionero de Anderson y Johnson (2010) y ampliar sus preguntas de investigación. En primer lugar, familiarizaremos al público lector con los análisis diádicos y con la forma en que pueden aplicarse mediante MM y conceptualizarse dentro del APIM para estudiar procesos y resultados en terapia de pareja. Se eligieron los MM porque se consideran el enfoque más flexible para estimar el APIM (Kenny et al., 2020). En segundo lugar, haremos avanzar el conocimiento sobre cómo las alianzas entre terapeuta y cliente se asocian con la satisfacción en la relación a lo largo del tiempo en el contexto de la terapia de pareja en régimen de hospitalización. De acuerdo con este último objetivo, investigaremos las siguientes preguntas de investigación:

• ¿La alianza de la persona con su terapeuta predice su propia satisfacción en la relación de pareja a lo largo del tiempo? (Efecto actor).
• ¿La alianza de la persona con su terapeuta predice la satisfacción en la relación de pareja de su pareja a lo largo del tiempo? (Efecto pareja).
• ¿La satisfacción de la persona en la relación de pareja predice su propia alianza con su terapeuta a lo largo del tiempo? (Efecto actor).
• ¿La satisfacción de la persona en la relación de pareja predice la alianza de su pareja con su terapeuta a lo largo del tiempo? (Efecto pareja).
• ¿Influye el género en alguno de los efectos actor y pareja? (Género).

MÉTODO

Aprobación ética

La autoría de este artículo solicitó la aprobación ética de este estudio. La aprobación fue concedida posteriormente por el Comité Ético Regional (REFNUM 2018/148).

Tratamiento

Se trata de un estudio naturalista de terapia de pareja en una clínica residencial del sistema público de salud noruego, la Unidad Familiar (FU) del Modum Bad Psychiatric Center, situada en Vikersund (Noruega). Gracias al seguro público de salud, el tratamiento es gratuito. Las parejas permanecían en la FU aproximadamente entre 6 y 12 semanas. Eran derivadas a la FU por su servicio de atención primaria, a menudo en colaboración con los servicios locales de salud mental. Aunque hijas e hijos de entre 1 y 16 años acompañan también a sus familias durante la hospitalización, no participan activamente en la terapia y, por tanto, no se tratan aquí. Los criterios de hospitalización eran que al menos un miembro de la pareja tuviera un diagnóstico de trastorno mental según la Clasificación Internacional de Enfermedades, 10.ª edición (CIE-10; World Health Organization, 1992), y que la pareja sufriera un malestar relacional concomitante (p. ej., abuso verbal extenso, problemas de intimidad, estrés parental o relaciones extramatrimoniales). Todas las personas que solicitaban la hospitalización en la FU eran entrevistadas por el personal sobre su historia psiquiátrica y relacional, para evaluar si el programa de tratamiento era adecuado para ellas. Antes de considerar la hospitalización en la FU, se comprobaba que el tratamiento previo prestado por los servicios locales de salud mental no había dado resultado. Todas las hospitalizaciones en la FU eran programadas. No se admitía en la FU a personas con ideación suicida activa, con psicosis o con un consumo activo de sustancias, ni tampoco a parejas con violencia física interpersonal en curso.

La FU cuenta con un total de 12 terapeutas (el 66,67 % mujeres, con una edad media de 44,58 años y una duración media de 7,16 años de formación básica y continua como profesionales de la salud mental) que atienden a las nueve parejas ingresadas en cada momento. Todas las parejas fueron tratadas por al menos dos terapeutas (de psicología clínica, psiquiatría o terapia familiar, junto con enfermería especializada y/o terapia familiar). Todas las personas pacientes pasaron un examen médico al ingreso. La terapia de pareja, tal como se aplica en esta unidad, debe entenderse como parte integrante de un programa de tratamiento global y comprende, por tanto, una mayor variedad de componentes terapéuticos que la terapia de pareja ambulatoria habitual. Entre ellos figuran sesiones de terapia de pareja dos veces por semana (p. ej., focalizada en las emociones, psicodinámica y colaborativa), una sesión semanal de arteterapia, una sesión semanal de psicoeducación y sesiones de ejercicio físico dos veces por semana. El programa de tratamiento ofrecido en la FU, aunque se centra en la relación de pareja, no se adhiere a un modelo terapéutico concreto, sino que se entiende mejor como la integración de las perspectivas sistémica e individual. Así, las diversas estrategias de intervención aplicadas procedían de modelos de terapia individual, de pareja y familiar. Para una descripción detallada del programa de tratamiento, remitimos a Tilden (2008). Todo el equipo terapéutico participaba en una intervisión quincenal con supervisión externa y en una supervisión interna semanal que utilizaba la información de la retroalimentación estructurada de las personas pacientes. Como este proyecto era naturalista y plural, se aplicaron enfoques terapéuticos no manualizados y, por tanto, no se controló la adherencia a ningún modelo específico de terapia de pareja.

Participantes

Todas las personas hospitalizadas en la FU entre enero de 2018 y abril de 2021 podían ser incluidas. De las 196 personas invitadas a participar en el presente estudio, 169 dieron su consentimiento informado. Otras 23 fueron excluidas por no cumplir los criterios de inclusión, ya fuera porque no estaban hospitalizadas con su cónyuge o porque no mantenían una relación heterosexual. Así, la muestra estuvo formada por 146 personas, que constituían 73 parejas heterosexuales. La edad media era de 40,99 años (SD 7.56, rango 24–61). Un total del 74,7 % de las personas participantes había recibido, antes o durante la hospitalización, un diagnóstico de trastorno psiquiátrico; el 23,7 % cumplía los criterios de dos diagnósticos y el 4,8 % los de tres. Las categorías diagnósticas más frecuentes eran los trastornos afectivos (34,2 %) y los trastornos de adaptación (33,5 %), incluido el trastorno de estrés postraumático (TEPT). Una proporción significativamente mayor de mujeres (83,5 %) que de hombres (65,7 %, χ ², p = 0.014) tenía alguno de estos diagnósticos.

De las 146 personas participantes, el 82,1 % (n = 120) había cumplimentado un formulario sobre el uso de medicación durante el tratamiento. De estas personas, el 34,9 % declaró tomar medicación al ingreso (18,3 % antidepresivos, 8,3 % analgésicos, 5% ansiolíticos y 3,3 % hipnóticos). Otro 12,5 % declaró tomar un segundo medicamento (7,5 % hipnóticos, 3,3 % ansiolíticos y 1,7 % analgésicos), mientras que el 5,8 % tomaba tres o más medicamentos (3,3 % hipnóticos y 2,5 % analgésicos) en el momento de la hospitalización. Al final del tratamiento, el 32,5 % declaró tomar un medicamento. El uso de un segundo medicamento se había reducido al 9,2 %, y el de tres o más medicamentos, al 5%. Sin embargo, estas reducciones entre el pretratamiento y el postratamiento, tanto en el uso de medicación en general como en el de un segundo medicamento (del 34,9 % al 32,5 % y del 12,5 % al 9,2 %, respectivamente), no fueron significativas (χ ² 0.15, p = 0.69 y χ ² 0.67, p = 0.41, respectivamente).

De las personas participantes que habían cumplimentado el formulario sobre el uso de medicación (n = 120), el 18,3 % informó a su terapeuta de haber sufrido abusos sexuales en la infancia, el 19,7 % había estado expuesto a maltrato físico en la infancia y otro 48,3 % refirió haber vivido otros acontecimientos traumáticos durante la infancia. Más de la mitad (54,6 %) de las personas encuestadas había vivido episodios de trauma repetido durante la infancia. De los hogares (n = 60) representados por estas personas, el 41,6 % contaba con una persona adulta de la familia (es decir, madre, padre o cónyuge) que había estado expuesta a acontecimientos traumáticos repetidos durante la infancia. En cuanto a la exposición a acontecimientos traumáticos repetidos en la edad adulta, la proporción de hogares afectados es del 36,6 %. Algunas de las personas participantes de ese 82,1 % también habían revelado antecedentes de adicción (15,8 %), y/o de autolesiones (14,2 %), y/o de intentos de suicidio (7,5 %).

Procedimiento

La recogida sistemática de mediciones frecuentes y su uso como retroalimentación en las sesiones de terapia, en la supervisión y como datos de investigación es una práctica arraigada desde hace tiempo en la FU. Las mediciones frecuentes se realizaron cada semana durante la hospitalización. Todos los cuestionarios eran de autoinforme y se cumplimentaban en línea.

Medidas semanales

La Revised Dyadic Adjustment Scale (RDAS; Busby et al., 1995) es un cuestionario de 14 ítems muy utilizado que ofrece una medida global del consenso, la satisfacción y la cohesión que cada miembro de la pareja percibe con respecto a su cónyuge. El rango de puntuación es de 0 a 69; las puntuaciones más altas indican un mejor ajuste y el punto de corte es 48. La RDAS presenta propiedades psicométricas aceptables (Busby et al., 1995). El alfa de Cronbach fue de 0.81 al ingreso y de 0.85 al final del tratamiento.

El Working Alliance Inventory (WAI; Horvath & Greenberg, 1989) es un cuestionario muy utilizado para evaluar la alianza terapéutica entre terapeuta y cliente. Siete ítems del WAI (dos referidos al objetivo, dos a la tarea y tres al vínculo) se incluyeron en la batería de cuestionarios que las personas participantes cumplimentaban cada semana. Los estudios sobre las versiones breves del WAI han demostrado buenas propiedades psicométricas (Hatcher & Gillaspy, 2006; Munder et al., 2010). Las puntuaciones más altas en el WAI indican una alianza de trabajo más sólida. El alfa de Cronbach fue de 0.88 al ingreso y de 0.90 al final del tratamiento.

Análisis estadísticos

El conjunto de datos incluye evaluaciones frecuentes desde el inicio hasta el final del tratamiento y se analizó como una estructura de dos niveles (observaciones semanales de las personas participantes anidadas en sus respectivas díadas) mediante MM longitudinales (Curran & Bauer, 2011). Con hasta 12 oleadas de medición, el conjunto de datos cumple los requisitos propuestos por Singer et al. (2003) para la aplicación de MM. Para poder realizar un análisis de datos diádicos, los datos debían organizarse en una estructura de datos por pares, tal como sugieren Kenny et al. (2020). La reestructuración por pares dio lugar también a un conjunto de datos en formato largo, requisito previo para el análisis de datos longitudinales. Un seminario web elaborado por West y Thorson (2017a) ofrece una guía práctica sobre cómo pasar de un formato individual a un formato por pares.

A diferencia de los modelos tradicionales para medidas frecuentes, los MM pueden gestionar eficazmente los datos faltantes, porque se basan en la máxima verosimilitud (ML). La ML se considera «el estado del arte» para tratar los datos faltantes (Schafer & Graham, 2002). La ML utiliza todos los datos disponibles, completos e incompletos, para identificar los valores de los parámetros que tienen la mayor probabilidad de producir los datos de la muestra. Así, se incluyeron las 73 díadas que participaron en el estudio, aunque faltaran datos parcialmente. La investigación indica que la ML es preferible a la imputación múltiple cuando se utilizan datos longitudinales (Shin et al., 2017).

Se construyó una variable ficticia (género) para distinguir entre los dos miembros de una misma díada. La razón principal para utilizar el género como variable de distinción, en lugar de otras variables de interés como la presencia de un trastorno psiquiátrico, fue que permitía el mayor tamaño muestral posible y la interpretación de los datos dentro de un marco de género. Más importante aún, la inclusión de una variable ficticia permitió evaluar la varianza explicada de las puntuaciones estimadas de cada miembro de la díada y en qué medida estas puntuaciones estaban correlacionadas. El coeficiente de correlación resultante es nuestra medida de la no independencia (Kenny et al., 2020).

Todas las variables de proceso se centraron en la media. En nuestros primeros análisis, el WAI constituyó la variable de proceso y la RDAS se utilizó como variable de resultado. A continuación, repetimos los análisis aplicando la RDAS como variable predictora y el WAI como variable de resultado. Se hizo así para investigar otros patrones de influencia distintos de los que suele suponer la literatura sobre la alianza de trabajo (es decir, la alianza como predictor del resultado; Flückiger et al., 2018; Friedlander et al., 2018).

Los momentos temporales se centraron y se construyó una variable ficticia, a la que llamamos obs_id, para asignar a cada díada un identificador único en cada momento. Aplicamos un desfase temporal a las variables de proceso centradas en la media para permitir un análisis de regresiones de efectos cruzados retardados (cross-lagged), con el fin de estimar cómo las puntuaciones de un momento predicen las puntuaciones estimadas en el momento siguiente. El procedimiento de desfase temporal que seguimos se describe en West y Thorson (2017b). El APIM sirvió de modelo conceptual para el análisis de regresiones de efectos cruzados retardados. La ecuación de este modelo es:

En nuestro análisis, i representa la díada, mientras que las Y representan la variable evaluada de cada miembro de la díada en los momentos t y t −1 (es decir, con un desfase de 1). Las a representan los efectos actor y las p, los efectos pareja, mientras que e representa los términos de error de cada miembro de la díada. El intercepto de cada miembro de la díada se denota, respectivamente, por c ₁ y c ₂. Según nuestra ecuación, hay seis parámetros (dos de actor, dos de pareja y dos interceptos) que pueden variar entre díadas y covariar entre sí. Los dos términos de error (uno por cada miembro de la díada) tienen una importancia especial, ya que pueden estar correlacionados. Esta correlación entre errores, o r _ee, mide en qué medida los dos miembros de una díada son o no similares de un momento a otro (es decir, la evaluación de la no independencia).

Siguiendo los pasos propuestos por Kenny et al. (2020), pudimos analizar nuestros datos en un marco de efectos cruzados retardados en SPSS v. 27. El enfoque de Kenny et al. (2020) para el análisis diádico de regresiones de efectos cruzados retardados recomienda comenzar la construcción del modelo con un modelo totalmente saturado y simplificarlo si no converge. En el modelo de nuestro estudio se eliminaron los efectos aleatorios. Se tomó esta decisión porque los resultados obtenidos al aplicar efectos aleatorios no eran definitivamente positivos, aunque se cumplían todos los criterios de convergencia. Esto implicaba que no podía garantizarse la validez de los resultados. Al examinar más a fondo los resultados, se hizo evidente que los efectos aleatorios o bien no eran significativos, o bien resultaban redundantes. La ejecución del modelo sin efectos aleatorios no planteó ningún otro obstáculo. Así, su eliminación dio lugar a un modelo más parsimonioso. La estructura de covarianza aplicada, CSH (simetría compuesta heterogénea), produce varianzas de error separadas para cada miembro de la díada, lo cual es fundamental para establecer el grado de no independencia entre las puntuaciones de los miembros. También introdujimos sentencias de contraste (test statements), necesarias para evaluar si las diferencias entre los miembros de la díada eran significativas. Así, los resultados de estas sentencias de contraste controlaron además el género, lo que facilitó la interpretación de los resultados (es decir, si un efecto es más fuerte que el otro). Remitimos a un seminario web de David Kenny (2015) para una guía paso a paso sobre cómo construir un MM con sentencias de contraste e interpretar los resultados.

RESULTADOS

Estadísticos descriptivos

Véase la tabla 1 para los estadísticos descriptivos de las variables incluidas en el nivel individual de evaluación. Véase la tabla 2 para las correlaciones de Pearson de las variables incluidas en las evaluaciones pre y postest.

Prueba de no independencia

Los análisis diádicos mostraron que las varianzas de error de las mujeres eran ligeramente superiores a las de los hombres cuando se consideraba el WAI como covariable (e ₁ = 67.48, e ₂ = 61.6, respectivamente). Según Cohen (1992), la correlación entre estas varianzas de error puede considerarse grande (d = 0.59, p < 0.001). Cuando se aplicó la RDAS como covariable, los resultados fueron similares, pero las varianzas de error de los hombres eran ligeramente superiores a las de sus parejas (e ₂ = 30.08, e ₁ = 24.08, respectivamente). La correlación entre estas puntuaciones puede considerarse media (d = 0.34, p < 0.001). Estos resultados sugieren que estas puntuaciones de los miembros de la díada no son independientes.

La RDAS como variable de resultado y el WAI como variable de proceso

Los resultados de los análisis diádicos muestran un efecto principal del género sobre el intercepto de la RDAS (estimaciones de 40.28, p < 0.001, y 42.73, p < 0.001, para mujeres y hombres, respectivamente). Nuestras sentencias de contraste muestran que la diferencia entre estas puntuaciones estimadas en el intercepto era significativa (estimación 2.45, p < 0.001). También hubo un efecto principal significativo y positivo del tiempo sobre las puntuaciones estimadas de la RDAS (estimación 0.31, estimación p = 0.005).

Hubo un efecto actor negativo significativo de la influencia de las puntuaciones WAI de los hombres sobre las puntuaciones RDAS de una semana a la siguiente (estimación −0.31, p < 0.001). Además, hubo un efecto pareja positivo de la influencia de las puntuaciones WAI de los hombres sobre las puntuaciones RDAS de las mujeres de una semana a la siguiente (estimación 0.25, p = 0.001). Estos efectos actor y pareja diferenciados por género fueron respaldados además por las sentencias de contraste (estimación −0.34, p = 0.002, y estimación 0.22, p = 0.042, respectivamente). Los efectos actor y pareja medios según las sentencias de contraste también diferían significativamente entre géneros (estimación −0.14, p = 0.007, estimación 0.14, p = 0.007, respectivamente).

El WAI como variable de resultado y la RDAS como variable de proceso

Los resultados de los análisis diádicos muestran un efecto principal del género sobre el intercepto del WAI (estimación 42.48, <0.001 y estimación 41.97, p < .001, para mujeres y hombres, respectivamente). Nuestras sentencias de contraste muestran que la diferencia entre estas puntuaciones en el intercepto no era significativa (p = 0.1). Hubo un efecto principal positivo y significativo del tiempo sobre las puntuaciones estimadas del WAI (estimación 0.22, p = 0.003).

Hubo un efecto actor negativo significativo de la influencia de las puntuaciones RDAS de las mujeres sobre las puntuaciones WAI de una semana a la siguiente (estimación −0.18, p < 0.001). También hubo un efecto pareja positivo significativo de las puntuaciones RDAS de los hombres sobre las puntuaciones WAI de sus parejas de una semana a la siguiente (estimación 0.15, p = 0.007). La diferencia de género en el efecto actor fue respaldada además por las sentencias de contraste (estimación 0.16, p = 0.018), mientras que la diferencia de género planteada para el efecto pareja no fue significativa (p = 0.204). Los efectos actor y pareja medios diferían significativamente entre géneros (estimación −0.10, p = 0.003, y 0.11, p = 0.003, respectivamente). Véase la tabla 3 para una visión general de los resultados de los análisis diádicos de efectos cruzados retardados.

DISCUSIÓN

El propósito del presente estudio era doble: por una parte, presentar e ilustrar cómo pueden aplicarse el análisis diádico y el APIM a datos longitudinales y, por otra, examinar más a fondo cómo se asocian las alianzas de trabajo entre clientes y terapeutas con la satisfacción de pareja. Nuestros resultados indican que las puntuaciones estimadas de los miembros de la díada no eran independientes, con tamaños del efecto que iban de medios (el WAI como variable dependiente) a grandes (la RDAS como variable dependiente) (Cohen, 1992). A la vista de estos resultados, deberíamos poder inferir que las puntuaciones de los miembros de una misma díada eran interdependientes, lo que indica que se cumplían las condiciones para interpretar los efectos actor y pareja.

Como muestran los resultados del análisis, las díadas mejoraron en ambas medidas, la alianza y la satisfacción de pareja, como efecto del tiempo; este resultado coincide con la literatura sobre la eficacia de la terapia de pareja (Barbato & D'Avanzo, 2020; Heatherington et al., 2015; Roddy et al., 2020; Shadish & Baldwin, 2003). Mayor interés tienen los efectos actor-pareja: se observó una tendencia significativa de los efectos actor a asociarse con una influencia negativa sobre la variable dependiente; por el contrario, los efectos pareja se asociaban con una influencia positiva. En concreto, las puntuaciones de alianza estimadas de los hombres influían negativamente en la satisfacción de pareja que declaraban cuando se evaluaba una semana después. En las mujeres, el efecto actor significativo consistía en que la satisfacción de pareja que declaraban repercutía negativamente en su alianza con su terapeuta a la semana siguiente. Las sentencias de contraste respaldaron una diferencia de género en estos efectos actor.

Curiosamente, los dos efectos pareja significativos se referían a la manera en que las puntuaciones estimadas de los hombres en el WAI y en la RDAS predecían positivamente la variable dependiente correspondiente de las mujeres (es decir, la RDAS y el WAI) una semana después. Una alianza más sólida entre los hombres y su terapeuta predecía positivamente la satisfacción de pareja declarada por las mujeres y, cuanto más satisfechos estaban los hombres con su relación de pareja, más se fortalecía la alianza de sus parejas con su terapeuta. Según las sentencias de contraste, se obtuvo respaldo para las diferencias de género en la forma en que el WAI predecía la RDAS, pero no a la inversa.

En general, estos resultados respaldan la literatura que asocia la alianza con el resultado (Flückiger et al., 2018; Friedlander et al., 2018), pero también aportan matices a la manera en que podemos entender esta interacción desde una perspectiva sistémica. Más concretamente, en lo que respecta a la terapia de pareja, estos resultados indican que no existe una vía directa de influencia positiva entre la alianza de cada miembro de la díada con su terapeuta (es decir, el efecto actor) y la satisfacción percibida en la relación de pareja. Al contrario, los efectos actor parecen tener un impacto negativo en el resultado. Son, en cambio, los efectos pareja los que más influyeron positivamente en la alianza percibida con la persona terapeuta y en la satisfacción de la pareja. Como indican nuestros resultados, el fortalecimiento de la alianza del hombre en la terapia predice un aumento de la satisfacción de su cónyuge en la relación de pareja, lo que sugiere que establecer una alianza sólida con el miembro masculino de la díada puede desempeñar un papel crucial para facilitar un resultado positivo de la terapia de pareja. Esta interpretación encuentra apoyo en estudios previos (Halford et al., 2016; Symonds & Horvath, 2004). Alternativamente, estos efectos diferenciados por género podrían entenderse como la expresión de patrones interaccionales (p. ej., interacciones de demanda-retirada o de persecución-distanciamiento; Betchen & Ross, 2000; Heavey et al., 1995) y/o de estilos de apego (Hazan & Shaver, 1987; Simpson, 1990).

Debido a la inclinación de la cultura occidental hacia el pensamiento lineal (Yama & Zakaria, 2019), puede resultar difícil explicar por qué los efectos actor se asocian con una influencia negativa, mientras que los efectos pareja se relacionan con influencias positivas sobre la variable dependiente. La literatura establecida, que presenta la alianza de trabajo como predictor del resultado (Flückiger et al., 2018; Friedlander et al., 2018), hace esta explicación especialmente difícil. En un principio, cabría suponer que una alianza sólida entre cliente y terapeuta vivida por cualquiera de los miembros de la díada tendría el mismo efecto sobre el resultado, pero, como sugieren los resultados de este estudio, no es así. Una manera de dar sentido a los efectos actor-pareja identificados en este estudio puede ser considerarlos un patrón de contrastes. Según Kenny et al. (2020), los efectos de contraste se producen cuando las respuestas de una persona se invierten a lo largo de interacciones repetidas. Una posible explicación de este patrón es que las mujeres participantes de nuestra muestra presentaban una mayor frecuencia de diagnósticos psiquiátricos que sus cónyuges y, por ello, sus cónyuges las percibían inicialmente como «la paciente identificada». A medida que avanzaba la terapia y la alianza del hombre con la persona terapeuta ganaba fuerza, es plausible que el problema planteado se fuera reformulando simultáneamente: de un problema entendido como inherente a la persona, a un problema entendido en términos relacionales (es decir, un problema que ocurre entre ambos miembros). Cabe suponer que este despliegue del proceso terapéutico favoreció así una mayor comprensión de su propia contribución a sus problemas relacionales, condición previa para implicarse plenamente en la terapia. Esta interpretación también podría explicar por qué los efectos actor de las mujeres consistían en que el aumento de la satisfacción de pareja ejercía una influencia negativa sobre su alianza con su terapeuta: al ver que su cónyuge se implicaba más en la terapia (es decir, el efecto pareja de la alianza de los hombres predecía positivamente la satisfacción de pareja de sus cónyuges), tenían una necesidad menos inmediata del apoyo de su terapeuta. Esto se reflejó en descensos leves pero significativos de las puntuaciones de alianza de las mujeres a lo largo del tiempo, a medida que estaban más satisfechas con sus parejas, es decir, a medida que recibían de ellos un mayor apoyo. En resumen, conforme avanzaba la terapia, la valoración que las mujeres hacían de la alianza con su terapeuta se invertía, mientras la satisfacción de pareja de las díadas aumentaba al mismo tiempo (lo que significa menor dependencia de la persona terapeuta y mayor confianza en su pareja). Aunque esta comprensión emergente del cambio constituye una hipótesis que debe ponerse a prueba, creemos que concuerda con los supuestos sistémicos de circularidad que sustentan la terapia de pareja (Pinsof et al., 2018; Sprenkle et al., 2009). Además, puede encontrarse un apoyo indirecto a esta interpretación al examinar los interceptos de los miembros de la díada: indican que las mujeres están más insatisfechas al inicio de la terapia (es decir, la parte demandante), mientras que los hombres tienen una alianza inicial más baja con su terapeuta (es decir, la parte que se retira). También se han documentado resultados similares en otros trabajos de la literatura sobre terapia de pareja (Friedlander et al., 2018; Jackson et al., 2014). Más concretamente, las mujeres están más insatisfechas con sus relaciones al inicio de la terapia y son también, de forma desproporcionada, quienes inician la terapia de pareja, en comparación con sus parejas masculinas (Boisvert et al., 2011; Doss et al., 2003). Además, los datos sugieren también que los hombres suelen ser quienes sienten presión para acudir a terapia, lo que inicialmente puede dificultar la formación de la alianza con su terapeuta (Halford et al., 2016). Sin embargo, investigaciones recientes han señalado también el trauma previo como una variable que influye negativamente en la alianza de los hombres al inicio de la terapia (Anderson et al., 2020).

En conjunto, la literatura parece coincidir con nuestra interpretación de que la alianza de los hombres con la persona terapeuta en la terapia de pareja parece decisiva para el resultado. Nuestro modelo emergente del cambio no predice la satisfacción de pareja de los hombres más allá del tiempo en terapia. Lo más probable es que contribuyan otros factores, como el trauma, el funcionamiento familiar, la disminución de los síntomas de malestar psíquico o el aumento del bienestar, que no se tuvieron en cuenta en el presente diseño de investigación. Aunque la investigación futura no respalde nuestra interpretación y revele más bien otras variables como mecanismos de cambio, los efectos actor-pareja presentados en este estudio siguen indicando que el cambio que experimentan las personas y las parejas en la terapia conjunta está estrechamente asociado a la manera en que su pareja responde a la terapia.

Implicaciones clínicas

Los resultados de este estudio sugieren que es especialmente importante que toda persona que ejerza la terapia de pareja se asegure de que el cliente varón se implique en la terapia, ya que ello puede facilitar la satisfacción en la relación de su cónyuge. A medida que avanza la terapia, conviene seguir monitorizando las alianzas y los resultados y ajustarse para atender las necesidades de la persona consultante en la medida en que ello esté al servicio del tratamiento. La aplicación de la monitorización rutinaria de resultados (ROM) en sus diversas formas ha demostrado ser una herramienta eficaz para identificar las terapias que se desvían de su curso (Lambert & Shimokawa, 2011) y, por tanto, puede aplicarse para seguir el establecimiento y el mantenimiento de la alianza. Aunque los cuestionarios de autoinforme son preferibles a las preguntas directas de la persona terapeuta (Tilden & Wampold, 2017), creemos que cualquier esfuerzo por gestionar y mantener la alianza es mejor que la negligencia. En la literatura existen ejemplos de cómo puede recogerse esta retroalimentación verbalmente durante la sesión (p. ej., «¿hubo algún acontecimiento en esta sesión que fuera más importante para usted que cualquier otro?»; McLeod., 2017), y animamos a adaptarlos a la terapia de pareja (p. ej., preguntas circulares: «¿podría decirle a su pareja cuál cree usted que fue, para esa persona, el acontecimiento más importante de esta sesión?»).

Limitaciones

Aunque este estudio muestra con éxito cómo pueden aplicarse métodos estadísticos de vanguardia para estudiar efectos recíprocos, el diseño de investigación actual podría haberse mejorado. Como el estudio pretendía estar orientado a la práctica, las medidas utilizadas eran las que ya se aplicaban en la clínica. Así, la evaluación de la alianza se realiza únicamente con el WAI (Horvath & Greenberg, 1989). El WAI no está diseñado para utilizarse en terapia de pareja y, por tanto, carece de preguntas relativas a los distintos subsistemas del sistema terapeuta-clientes (Pinsof et al., 2008). Aplicar medidas sistémicas de las alianzas y analizar esos datos con análisis diádicos dentro del APIM supondría una gran ventaja respecto de las medidas utilizadas en el presente estudio.

También hay varios factores relacionados con los trastornos psiquiátricos y los antecedentes de trauma que podrían haber influido en los resultados de este estudio. Lo mencionamos porque la mayor parte de la muestra cumple los criterios de un diagnóstico psiquiátrico según la CIE-10 (World Health Organization, 1992) y al menos la mitad de la muestra ha estado expuesta a una experiencia traumática. Por la literatura sabemos que existe una asociación negativa entre el malestar psíquico y la satisfacción de pareja (Whisman & Baucom, 2012; Whisman et al., 2000), así como un posible vínculo entre el trauma y la formación de la alianza en terapia de pareja (Anderson et al., 2020). Por ello, somos prudentes a la hora de generalizar nuestros resultados a otras poblaciones. Solo incluimos parejas heterosexuales porque el género era la variable de distinción evidente; por tanto, nuestros resultados podrían no ser generalizables a parejas con otra orientación sexual. No obstante, dado que existen pruebas de la asociación entre la aparición de síntomas psiquiátricos y la discordia en la relación en distintas culturas y etnias (McShall & Johnson, 2015), cabría esperar encontrar en otras poblaciones comparables variantes del patrón de efectos recíprocos identificado (es decir, la importancia que proponemos de la respuesta de la pareja a la terapia) con rasgos comunes.

Aunque reconocemos que el carácter singular del programa de tratamiento que se ofrece en la FU podría limitar la generalización de los resultados, proponemos que los patrones de asociación entre las alianzas y la satisfacción en la relación de pareja identificados serían probablemente similares en otros contextos de tratamiento (p. ej., ambulatorio). Estudios realizados en otros contextos sobre la alianza en terapia de pareja muestran resultados similares a los nuestros y respaldan así esta interpretación (p. ej., Anderson et al., 2020; Halford et al., 2016). Por último, el diseño naturalista de este estudio también puede limitar la generalización, porque no se tienen en cuenta varios efectos indirectos (p. ej., ¿qué intervenciones aplicó la persona terapeuta de pareja?). Aunque se trata de un argumento válido, creemos que los estudios naturalistas que utilizan métodos cuantitativos como los presentados en este estudio son valiosos, ya que reflejan con precisión cómo cambian las díadas a lo largo del tiempo (Kenny et al., 2020).

CONCLUSIÓN E INVESTIGACIÓN FUTURA

Los resultados de este estudio muestran cómo el método del análisis diádico puede aplicarse para examinar fenómenos como las alianzas y su interacción con la satisfacción de pareja. Nuestros resultados indican que las puntuaciones de alianza y de satisfacción de pareja de los miembros de la díada son muy interdependientes. Además, nuestro análisis sugiere que implicar al miembro masculino de la díada en el proceso terapéutico, medido por la alianza de trabajo, parece esencial para un resultado terapéutico satisfactorio. Hasta donde sabemos, este resultado detallado, aunque resulte familiar a quien tiene experiencia clínica, es novedoso en el campo de la investigación en terapia de pareja. Nuestros resultados matizados se obtienen mediante el análisis diádico, un enfoque estadístico al alcance de cualquier persona investigadora interesada en los efectos recíprocos, por ejemplo al estudiar las relaciones de pareja, la coparentalidad, las transacciones entre figuras parentales y descendencia o la alianza de trabajo entre terapeuta y cliente. La investigación futura que aplique el análisis diádico a fenómenos ya bien estudiados (p. ej., las alianzas terapéuticas) y a poblaciones poco estudiadas (p. ej., minorías étnicas, parejas del mismo sexo y personas supervivientes de trauma) probablemente aportará nuevos conocimientos relevantes y contribuirá a que avance el campo de la terapia de pareja y familiar.