Einleitung

Haben manche Therapierende mehr Erfolg mit ihrer Klientel als andere, und wenn ja, welche Faktoren könnten diesen Unterschied zwischen Therapierenden erklären? Diese Frage hat in der Psychotherapieforschung zunehmend Aufmerksamkeit erhalten, und mehrere Studien weisen tatsächlich auf eine erhebliche Variabilität zwischen Therapierenden bei der Erklärung des Behandlungsergebnisses hin (Crits-Cristoph, & Mintz, 1991; Huppert et al., 2001; Zuroff et al., 2010). Frühere Studien haben gezeigt, dass das Ausmaß, in dem ihnen der Aufbau von Allianzen gelingt, ein wichtiger Faktor zur Erklärung der Variabilität des Therapieerfolgs zwischen Therapierenden sein könnte (Baldwin et al., 2007; Zuroff et al., 2010).

Die Allianz wird allgemein als professionelle Beziehung zwischen einer therapeutischen Fachkraft und der behandelten Person definiert, die aus einer emotionalen Bindung und einer Übereinkunft darüber besteht, welche Ziele und Aufgaben in der Behandlung im Mittelpunkt stehen sollen (Bordin, 1979; Elvins, & Green, 2008). Sie hat sich als bedeutsamer Faktor für das Psychotherapieergebnis bei Erwachsenen, Jugendlichen und Familien erwiesen (Flückiger et al., 2018; Murphy & Hutton 2018; Welmers-van de Poll et al., 2018). Mehrere Studien haben jedoch gezeigt, dass sich Therapierende erheblich darin unterscheiden, wie gut es ihnen gelingt, Allianzen mit ihrer Klientel aufzubauen (Dinger et al., 2008; Nissen-Lie et al., 2010). Die Identifizierung von Merkmalen und Verhaltensweisen der Therapierenden, die zu besseren Allianzen beitragen, kann daher ein wichtiger Schritt zu einem besseren Verständnis der Unterschiede in der Behandlungswirksamkeit zwischen Therapierenden sein. Im vorliegenden Beitrag wollen wir den Beitrag der beobachteten allianzbildenden Verhaltensweisen, der Persönlichkeit und der Jahre klinischer Erfahrung der Therapierenden zur Allianz in der aufsuchenden Familienbehandlung untersuchen.

Allianzen in der Familienbehandlung

In der gemeinsamen Familienbehandlung ist der Aufbau von Allianzen aus mehreren Gründen komplex. Erstens entwickelt die therapeutische Fachkraft gleichzeitig mehrere Allianzen mit verschiedenen Familienmitgliedern, die oft unterschiedliche oder sogar gegensätzliche Bedürfnisse und Erwartungen an die Behandlung und an die Fachkraft haben. Zweitens beobachten und beeinflussen sich die Familienmitglieder in ihren Allianzen mit der therapeutischen Fachkraft gegenseitig. Folglich können sich Familienmitglieder, die wissen, dass Partner oder Partnerin, Vater, Mutter oder Kinder sie beobachten, unsicher fühlen und zögern, sich der Fachkraft gegenüber offen und kooperativ zu zeigen (Friedlander et al., 2006a). Eine letzte Komplexität beim Aufbau von Allianzen in der Familienbehandlung besteht darin, dass das Behandlungsergebnis nicht nur von der individuellen Bindung und Zusammenarbeit der Familienmitglieder mit der therapeutischen Fachkraft beeinflusst wird, sondern auch davon, inwieweit die Familienmitglieder untereinander eine Allianz bilden, die auch als systeminterne Allianz (Pinsof & Catherall 1986) oder gemeinsames Zielverständnis innerhalb der Familie bezeichnet wird (Escudero et al., 2008; Friedlander et al., 2006a, 2006b; Isserlin, & Couturier 2012).

Um diese systemischen Komplexitäten in einem umfassenden Modell der Allianz in der Familientherapie zu erfassen, entwickelten Friedlander et al. (2006a) das System for Observing Family Therapy Alliances (SOFTA). Dieses Erhebungssystem beruht auf einem Vier-Domänen-Modell der Allianz mit zwei Domänen der individuellen Allianz, die (a) die Ziel- und Aufgabenelemente (Engagement im therapeutischen Prozess) und (b) die Bindungselemente der Allianz (Emotionale Verbindung mit der therapeutischen Fachkraft) abbilden, ähnlich wie Bordins (1979) Definition der Allianz für die Einzelpsychotherapie. Die beiden anderen Domänen betreffen systemische Aspekte der Allianz, die der gemeinsamen Familienbehandlung eigen sind, nämlich (c) die Sicherheit im therapeutischen System, die sich darauf bezieht, dass Familienmitglieder das therapeutische Umfeld als sicheren Ort erleben, an dem sie Risiken eingehen, offen und flexibel sein und mit Familienkonflikten umgehen können, ohne Schaden zu riskieren, und (d) das Gemeinsame Zielverständnis innerhalb der Familie, also die Übereinstimmung und Zusammenarbeit der Familienmitglieder in Bezug auf gemeinsame Ziele (Friedlander et al., 2006a).

Mehrere Studien, die das SOFTA zur Beobachtung des Verhaltens der Klientel einsetzen, weisen darauf hin, wie wichtig das Sicherheitsgefühl der Familienmitglieder und ihr gemeinsames Zielverständnis für positive Ergebnisse der Familientherapie sind (z. B. Escudero et al., 2008; Friedlander et al., 2008b; Isserlin & Couturier, 2012; Sotero et al., 2018). Zudem zeigen die Ergebnisse einer aktuellen Metaanalyse zum Zusammenhang zwischen Allianz und Ergebnis in der Paar- und Familientherapie, dass für die systemische Behandlung typische Aspekte der Allianz, etwa die Sicherheit im therapeutischen System oder das gemeinsame Zielverständnis der Familie, das Ergebnis besser vorhersagen als individuelle Allianzen mit der therapeutischen Fachkraft – selbst wenn diese individuellen Allianzen mehrerer Familienmitglieder gemittelt werden, um eine familiäre Allianzeinheit zu messen (Friedlander et al., 2018). Dies zeigt, dass Studienbefunde zum Beitrag der Therapierenden zur Allianz in der Einzeltherapie nicht ohne Weiteres auf die Familienbehandlung übertragen werden können, was die Bedeutung eines systemischen Zugangs zur Allianz in Praxis und Forschung der Familientherapie unterstreicht. Studien, die den Beitrag der Therapierenden zur Allianz in der systemischen Familienbehandlung untersuchen, sind jedoch rar (Sotero et al., 2017).

Allianzbildende Verhaltensweisen der Therapierenden

Das beobachtete Verhalten der therapeutischen Fachkraft in der Sitzung könnte einen wichtigen Beitrag zur Allianz leisten, wie mehrere Studien zur Einzeltherapie mit Jugendlichen gezeigt haben (Creed & Kendall 2005; Fjermestad et al., 2020; Ovenstad et al., 2020). Für die gemeinsame Familienbehandlung hingegen gibt es kaum Studien zu allianzbildenden Verhaltensweisen. Diamond et al. (1999) untersuchten zehn Fälle von Jugendlichen in Multidimensionaler Familientherapie (MDFT) mit anfangs schwachen Allianzen und verglichen fünf verbesserte mit fünf nicht verbesserten Fällen. Sie stellten fest, dass sich die therapeutische Fachkraft in den verbesserten Fällen stärker als Verbündete der jugendlichen Person präsentierte, auf deren Erleben einging und persönlich bedeutsame Ziele formulierte. In einer vergleichbaren Studie zur Allianz mit Jugendlichen in einem spanischen Setting der Familienkurzzeittherapie fanden Muñiz de la Peña et al. (2012), dass die therapeutische Fachkraft in Sitzungen mit schwacher Allianz signifikant mehr kompetitives Antwortverhalten zeigte. Kompetitives Antwortverhalten spiegelt gegensätzliche Auffassungen zweier Gesprächsbeteiligter darüber wider, wer in ihrer Beziehung die Kontrolle hat, und äußert sich beispielsweise darin, eine Frage nicht zu beantworten oder das Gegenüber zu unterbrechen, wenn es das Gesprächsthema wechselt (Muñiz de la Peña et al., 2012). In derselben Studie zeigten Fälle mit verbesserten Allianzen eine Abnahme des kompetitiven Antwortverhaltens der therapeutischen Fachkraft. Obwohl sich beide Studien auf die Familientherapie bezogen, fehlte ihnen ein systemischer Blick auf die Allianz, da sie nur die individuellen Allianzen mit Jugendlichen untersuchten.

Zwei weitere beobachtende Fallstudien in der Familientherapie, die Allianzen mit der Familie untersuchten, beschreiben, wie sich die Allianzen verbesserten, wenn die therapeutische Fachkraft (a) eine Begründung für die Einführung neuer Ziele und Aufgaben gab, (b) emotionale Bindungen zu jedem Familienmitglied förderte, etwa durch Beruhigen und Empathie, (c) sich auf gemeinsame Erfahrungen der Familienmitglieder und vereinbarte Ziele konzentrierte und (d) während der Sitzungen viel in das Sicherheitsgefühl der Familienmitglieder investierte (Escudero et al., 2012; Friedlander et al., 2014). Obwohl beide Fallstudien wertvolle Einblicke in gute Praktiken des Aufbaus und der Reparatur von Allianzen im Kontext der Familientherapie bieten, lieferten sie keinen statistischen Test des Zusammenhangs zwischen allianzbildenden Verhaltensweisen und der Allianz. Folglich bleibt die Wirkung des beobachteten Verhaltens der Therapierenden auf die Allianzen in der Familientherapie unklar.

Persönlichkeit und klinische Erfahrung

Neben dem beobachtbaren Verhalten der therapeutischen Fachkraft könnten auch relativ stabile individuelle Merkmale die Allianzprozesse beeinflussen. Zwei Übersichtsarbeiten zu Studien über den Beitrag der Therapierenden zur Allianz in der Einzelpsychotherapie zeigten, dass Wärme, Vertrauenswürdigkeit, Flexibilität, Interesse, Aufmerksamkeit, Gelassenheit, Selbstvertrauen und Respekt Merkmale von Therapierenden sind, die mit einer stärkeren Allianz einhergehen (Ackerman & Hilsenroth 2003), während Rigidität, Distanziertheit, Anspannung, Unsicherheit, Selbstbezogenheit und eine kritische Haltung mit schwächeren Allianzen verbunden sind (Ackerman & Hilsenroth 2001). Nur wenige Studien haben jedoch die Zusammenhänge zwischen stabilen individuellen (Persönlichkeits-)Merkmalen von Therapierenden und der Allianz umfassend untersucht, und unseres Wissens gibt es keine solchen Studien für die gemeinsame Familienbehandlung.

Ein gut validiertes Modell zur Beschreibung der Persönlichkeitsmerkmale der therapeutischen Fachkraft ist das Fünf-Faktoren-Modell der Persönlichkeit (Chapman et al., 2009; McCrae & Costa 1987). Dieses Modell unterscheidet Neurotizismus, Extraversion, Offenheit für Erfahrungen, Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit als fünf grundlegende Persönlichkeitsdomänen (McCrae & Costa 1987). Neurotizismus dürfte die Fähigkeit der therapeutischen Fachkraft, starke Allianzen aufzubauen, beeinträchtigen, da er sich auf emotionale Instabilität und Ängstlichkeit, mangelndes Selbstvertrauen und Anspannung statt Entspanntheit bezieht (Hoekstra & De Fruyt 2014). Es hat sich gezeigt, dass Neurotizismus die Arbeitsleistung allgemein (Lado & Alonso 2017) sowie die Qualität intimer und sozialer Beziehungen beeinträchtigt (z. B. Karney & Benjamin 1995; Lopes et al., 2003; Schaffhuser et al., 2014). In einer aktuellen Studie wurden Personen in Behandlung gebeten, die Persönlichkeit ihrer idealen therapeutischen Fachkraft zu beschreiben; geschätzt wurden besonders geringer Neurotizismus und hohe Gewissenhaftigkeit (Russell et al., 2020). Gewissenhaftigkeit bezieht sich auf Zielorientierung, Organisiertheit, Ehrgeiz, Disziplin und Vertrauenswürdigkeit (Hoekstra & De Fruyt 2014), was sich positiv auf die Arbeitsleistung auswirkt (Barrick & Mount, 1991; Lado & Alonso 2017). Die Übersichtsarbeit von Ackerman und Hilsenroth (2003) zeigte, dass die Vertrauenswürdigkeit der therapeutischen Fachkraft mit stärkeren Allianzen einherging, was die Hypothese stützt, dass sich die Gewissenhaftigkeit der Therapierenden positiv auf die Allianz auswirken könnte. Eine aktuelle Studie zum persönlichen Stil und zu den Persönlichkeitsdimensionen von Therapierenden, die Einzel-, Gruppen- oder Familientherapie anboten, ergab jedoch, dass Gewissenhaftigkeit die emotionale Nähe der Therapierenden zu ihrer Klientel beeinträchtigte, was den Aufbau einer starken Allianz möglicherweise erschwert (Casari et al., 2019).

Die übrigen drei Domänen des Big-Five-Modells stehen allesamt für Merkmale, die sich voraussichtlich positiv auf die Allianz auswirken. Extravertierte Menschen genießen soziale Interaktion und neigen zu Wärme (Hoekstra & De Fruyt 2014); sie nehmen die Qualität ihrer sozialen Beziehungen als höher wahr (Lopes et al., 2003). Verträglichkeit bezieht sich auf Empathie, Vertrauen, Aufrichtigkeit und Fürsorglichkeit (Hoekstra & De Fruyt 2014) und geht mit weniger Konflikten in sozialen Beziehungen einher (Assendorpf & Wilpers 1998). Und schließlich: Je offener für Erfahrungen Therapierende sind, desto flexibler, neugieriger und offener für abweichende Werte anderer Menschen sind sie (Hoekstra & De Fruyt 2014). Dies kann der Klientel helfen, sich stärker angenommen zu fühlen, was wiederum die therapeutische Bindung stärken kann.

Chapman et al. (2009) nutzten das Fünf-Faktoren-Modell der Persönlichkeit (FFP), um in einer Stichprobe von 34 Personen in Ausbildung und 64 Personen in Behandlung den Zusammenhang zwischen der Persönlichkeit angehender Therapierender in der Einzelpsychotherapie und der Allianz zu untersuchen. Sie fanden, dass drei der FFP-Domänen mit der Allianz zusammenhingen. Personen in Ausbildung mit hohem Neurotizismus erhielten von ihrer Klientel bessere Allianzbewertungen, berichteten selbst jedoch über schwächere Allianzen. Personen in Ausbildung mit hoher Verträglichkeit berichteten ebenfalls über schwächere Allianzen, was sich in den Bewertungen der Klientel jedoch nicht zeigte. Schließlich gingen höhere Werte der Offenheit bei Personen in Ausbildung mit weniger positiven Allianzbewertungen durch die Klientel einher. Chapman und das Forschungsteam erklärten diese etwas überraschenden Befunde mit dem niedrigen Neurotizismus sowie der hohen Offenheit und Verträglichkeit ihrer Ausbildungsstichprobe im Vergleich zu nationalen Normen. Folglich stellten ein geringerer Neurotizismus und eine höhere Verträglichkeit und Offenheit Extremausprägungen dieser Merkmale dar, was insbesondere ihre negative Wirkung auf die Allianz erklären könnte. Vor dem Hintergrund dieser Befunde ist eine Studie von Delgadillo et al. (2020) erwähnenswert, die zeigte, dass ängstliche und depressive Personen, die einzeln von Psychologinnen und Psychologen mit höherer Verträglichkeit und Offenheit behandelt wurden, schlechtere Behandlungsergebnisse hatten. Bemerkenswerterweise lagen die Mittelwerte dieser Fachkräfte auf diesen Dimensionen über den nationalen Normen.

Auch wenn Persönlichkeitsmerkmale von Therapierenden eine wirksame Bindung und Zusammenarbeit mit der Klientel fördern oder behindern können, könnte klinische Erfahrung Therapierenden helfen, jene zwischenmenschlichen Fähigkeiten auszubauen, die ihnen nicht von Natur aus gegeben sind. Gerade in der Familientherapie sind die Fähigkeiten, die nötig sind, um mehrere Allianzen auszubalancieren und systemische Aspekte der Allianz zu stärken, komplex und könnten daher von umfangreicher klinischer Erfahrung profitieren. Unseres Wissens liegen keine Studien vor, die die Wirkung der klinischen Erfahrung der therapeutischen Fachkraft auf Allianzen in der gemeinsamen Familienbehandlung untersuchen. Frühere Studien zu anderen Therapieformen zeigen uneinheitliche Ergebnisse. So fanden Mallinckrodt und Nelson (1991), dass erfahrene Therapierende mit abgeschlossener postgradualer Ausbildung stärkere Allianzen mit ihrer Klientel hatten als sowohl Anfangende als auch Fortgeschrittene in der Psychotherapieausbildung. Hersoug et al. (2009) stellten fest, dass erfahrenere Therapierende in der Langzeitpsychotherapie die Allianz niedriger einschätzten. In einer anderen Studie mit einer größeren Stichprobe von Therapierenden fand sich hingegen kein Effekt der Jahre klinischer Erfahrung auf die Allianz (Dunkle & Friedlander 1996). Diese uneindeutigen Ergebnisse unterstreichen, wie relevant es ist, die Rolle der klinischen Erfahrung der therapeutischen Fachkraft beim Aufbau von Allianzen weiter zu untersuchen.

Die vorliegende Studie

Ziel dieser Studie war es, den Beitrag der beobachteten allianzbildenden Verhaltensweisen, der Persönlichkeit und der klinischen Erfahrung von Therapierenden zur Allianz in einer aufsuchenden Familienbehandlung bei Problemen von Kindern und Jugendlichen zu untersuchen. Empirische Befunde deuten darauf hin, dass die Sicht der Klientel auf die Allianz das Ergebnis am besten vorhersagt (Horvath et al., 2011). Mehrere Studien stützen jedoch auch den Vorhersagewert der Einschätzungen durch Therapierende (De Greef et al., 2018b; Flückiger et al., 2018; Zilcha-Mano et al., 2015). Zudem trägt die therapeutische Fachkraft die Verantwortung für die Steuerung des therapeutischen Prozesses, einschließlich des Aufbaus von Allianzen und der Reparatur problematischer Allianzen, falls solche auftreten (Hartmann et al., 2015). In dieser Studie konzentrierten wir uns daher auf die Vorhersage des Allianzerlebens sowohl der Familienmitglieder als auch der Therapierenden. Da uns die Allianz als dynamischer Prozess interessierte, der sich im Laufe der Zeit entwickelt (Horvath, 2011; Welmers-van de Poll et al., 2018), untersuchten wir die Allianz zur Behandlungsmitte und berücksichtigten dabei mögliche Effekte des Verhaltens der therapeutischen Fachkraft und der Allianz zu Behandlungsbeginn.

Wir nahmen an, dass die Persönlichkeit, die klinische Erfahrung und die beobachteten allianzbildenden Verhaltensweisen der therapeutischen Fachkraft signifikant mit der Allianz zur Behandlungsmitte zusammenhängen würden, wie sie von Familienmitgliedern und Therapierenden angegeben wurde. Konkret erwarteten wir, dass Extraversion, Offenheit für Erfahrungen und Verträglichkeit der Therapierenden die Qualität der Allianz positiv und Neurotizismus sie negativ vorhersagen würden. Da frühere Befunde zur Gewissenhaftigkeit (und verwandten Merkmalen) sowie zu den Jahren klinischer Erfahrung widersprüchlich waren, formulierten wir für diese Merkmale keine Hypothesen zur Richtung des Zusammenhangs mit der Allianz. Schließlich erwarteten wir, dass beobachtetes Verhalten der Therapierenden in den Bereichen Engagement, emotionale Verbindung, Sicherheit und gemeinsames Zielverständnis positivere Allianzbewertungen zur Behandlungsmitte vorhersagen würde.

Methoden

Teilnehmende und Behandlung

Teilnehmende waren 77 Elternteile (n = 54 (Stief-)Mütter, n = 23 (Stief-)Väter) und 21 Kinder aus 57 Familien. Das Durchschnittsalter des Kindes, für das die Behandlung indiziert war, betrug 10 Jahre (SD = 4.4, Spannweite 0–16.7). Das Durchschnittsalter der an der Studie teilnehmenden Kinder betrug 11.7 Jahre (SD = 2.7, Spannweite 5–16), das der Eltern 39 Jahre (SD = 7.8, Spannweite 25–55). Die Studie wurde in den Niederlanden durchgeführt, und die meisten Teilnehmenden waren in den Niederlanden geboren. In 3 Familien waren ein Elternteil oder beide in einem anderen westlichen Land als den Niederlanden geboren, in 4 Familien in einem nichtwestlichen Land. Die teilnehmenden Familien erhielten eine aufsuchende Familienbehandlung bei Problemen von Kindern und Jugendlichen, die als Intensieve Pedagogische Thuishulp (IPT, Van der Steege, 2007) bezeichnet wird. Sie wurden von 33 IPT-Fachkräften betreut (12% männlich; M Alter 42.7, SD = 9.3), im Folgenden als „Therapierende“ bezeichnet. Alle Therapierenden verfügten über einen (postgradualen) Bachelorabschluss mit Bezug zur Sozialen Arbeit und durchschnittlich 8.4 Jahre klinische Erfahrung (SD = 4.7). Jede Fachkraft betreute 1–6 Familien (M = 1,73, SD = 1,15).

Intensieve Pedagogische Thuishulp (IPT, Van der Steege, 2007) bezeichnet in den Niederlanden eine aufsuchende Familienbehandlung für Familien mit komplexen Verhaltensproblemen der Kinder und Erziehungsschwierigkeiten. Die meisten Familien haben auch in anderen Bereichen Probleme, etwa finanzielle Schwierigkeiten, psychische Erkrankungen der Eltern oder das Fehlen eines unterstützenden sozialen Netzwerks. Ein wichtiger Behandlungsgrundsatz lautet, dass eine wirksame Behandlung von Problemen bei Kindern und Jugendlichen nicht losgelöst von den Eltern und anderen Familienmitgliedern erfolgen kann und am besten im alltäglichen Lebensumfeld des Kindes stattfindet (Van der Steege, 2007). Folglich verfolgt die Behandlung einen systemischen Ansatz und findet im Zuhause der Familie statt. Darüber hinaus ist sie durch einen lösungsorientierten, stärkenden (Empowerment-)Ansatz gekennzeichnet, der auf die Verbesserung der Erziehungskompetenzen und die Stärkung der sozialen Unterstützung zielt. Während der Behandlung besucht eine IPT-Fachkraft die Familie ein- oder zweimal pro Woche oder alle zwei Wochen zu Hause, je nach Bedarf der Familie und Behandlungsphase. Die Familien dieser Studie erhielten IPT über einen durchschnittlichen Zeitraum von 50 Wochen (SD = 30.2; Median = 45,5; Spannweite 12–168), wobei die Mehrheit der Familien (80%) eine Behandlung von 14 bis 78 Wochen Dauer erhielt.

Messinstrumente

Working Alliance Inventory—Short Form (WAI-s)

Zur Erfassung der Allianz verwendeten wir das Working Alliance Inventory, Kurzform (WAI-s; Horvath & Greenberg, 1989; Killian et al., 2017). Die 12 Items dieses Fragebogens (z. B. „Meine familientherapeutische Fachkraft und ich sind uns einig, was ich tun sollte, damit es in meiner Familie besser läuft“ in der Version für die Klientel oder „Diese Person ist sich mit mir einig, was die Familienmitglieder tun sollten, damit es in der Familie besser läuft“ in der Version für Therapierende) werden auf einer 5-stufigen Likert-Skala von 1 (nie) bis 5 (immer) bewertet. In der vorliegenden Stichprobe betrug Cronbachs Alpha für die Version der Therapierenden 0.82 zu T1 und 0.85 zu T2, für die Version der Klientel 0.89 zu T1 und 0.92 zu T2.

NEO-FFI

Zur Erfassung der Persönlichkeitsmerkmale der Therapierenden verwendeten wir das NEO Five Factor Inventory (NEO-FFI), eine Kurzfassung des vollständigen NEO-Personality Inventory, Revised (NEO-PI R; Costa, & McCrae, 1992). Der Fragebogen enthält 60 Items, die auf einer 5-stufigen Likert-Skala bewertet werden (stimme überhaupt nicht zu—stimme völlig zu). Die Subskalen umfassen je 12 Items und messen Neurotizismus, Extraversion, Offenheit für Erfahrungen, Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit. Sowohl die englische als auch die niederländische Version weisen eine gute Validität und Reliabilität auf (Hoekstra & De Fruyt, 2014). In der vorliegenden Stichprobe betrug Cronbachs Alpha 0.69 für Neurotizismus und für Extraversion, 0.58 für Offenheit für Erfahrungen, 0.74 für Verträglichkeit und 0.60 für Gewissenhaftigkeit.

System for Observing Family Therapy Alliances (SOFTA-o)—Version für Therapierende

Zur Erfassung der allianzbildenden Verhaltensweisen der Therapierenden analysierten wir videografierte Sitzungen mit der Therapierendenversion des SOFTA-o (Friedlander et al., 2006a). Dieses Instrument wurde entwickelt, um anhand videografierter Familien- oder Paartherapiesitzungen vier Dimensionen allianzbezogenen Verhaltens zu erfassen. Zwei Dimensionen bilden die individuelle Allianz zwischen einem Familienmitglied und der therapeutischen Fachkraft ab, ähnlich wie Bordins (1979) klassische Definition der Allianz, nämlich das Engagement im therapeutischen Prozess, das die Aufgaben- und Zielelemente der Allianz repräsentiert, und die Emotionale Verbindung. Die beiden anderen Dimensionen – Sicherheit im therapeutischen System und Gemeinsames Zielverständnis innerhalb der Familie – bilden Aspekte der Allianz ab, die der gemeinsamen Familienbehandlung eigen sind. Die Therapierendenversion, die wir in dieser Studie verwendeten, misst die Beiträge der therapeutischen Fachkraft in der Sitzung zu diesen vier Dimensionen.

Beim Einsatz des SOFTA-o beobachtet eine geschulte codierende Person eine Sitzung und notiert die Häufigkeit bestimmter positiver und negativer allianzbezogener Verhaltensweisen auf den vier Dimensionen. Beispiele für positive und negative (im Folgenden kursiv) Verhaltensindikatoren sind „Die therapeutische Fachkraft ermutigt die Klientel, ihre Ziele für die Therapie zu formulieren“ oder „Die therapeutische Fachkraft streitet mit der Klientel über Art, Zweck oder Nutzen der Therapie“ für Engagement, „Die therapeutische Fachkraft zeigt Interesse an der Klientel jenseits des gerade geführten therapeutischen Gesprächs“ oder „Die therapeutische Fachkraft hat feindselige, sarkastische oder kritische Interaktionen mit der Klientel“ für Emotionale Verbindung, „Die therapeutische Fachkraft erkennt an, dass Therapie bedeutet, Risiken einzugehen oder über Privates zu sprechen“ oder „Die therapeutische Fachkraft geht auf offene Äußerungen von Verletzlichkeit der Klientel (z. B. Weinen, Abwehr) nicht ein“ für Sicherheit, und „Die therapeutische Fachkraft ermutigt die Klientel, einander nach ihrer Sichtweise zu fragen“ oder „Die therapeutische Fachkraft übergeht die geäußerten Anliegen einer Person, indem sie nur die Anliegen einer anderen bespricht“ für Gemeinsames Zielverständnis.

Die Dimension Gemeinsames Zielverständnis kann nur beobachtet werden, wenn zwei oder mehr Familienmitglieder gemeinsam in einer Sitzung anwesend sind; die anderen drei Dimensionen können auch bewertet werden, wenn nur ein Familienmitglied an der Sitzung teilnimmt. Nach der Beobachtung der Sitzung vergeben die Codierenden auf Grundlage der Häufigkeit, Intensität und klinischen Bedeutsamkeit der markierten Verhaltensweisen für jede Dimension eine Gesamtbewertung auf einer 7-stufigen Likert-Skala von -3 (äußerst problematisch) bis + 3 (äußerst stark). Für diese Studie wurde das SOFTA-o gemäß den Richtlinien von Van Widenfelt et al. (2005) aus dem Englischen ins Niederländische übersetzt.

Für die Codierung der videografierten IPT-Sitzungen mit dem SOFTA-o nutzten wir das Schulungshandbuch von Friedlander et al. (2005) als Leitfaden. Die Erstautorin wurde von Valentín Escudero, einem der Entwickler des SOFTA, geschult. Nach der Schulung und der Übersetzung des Handbuchs codierte die Erstautorin 12 Videoaufnahmen mit mindestens zwei anwesenden Familienmitgliedern, um einen Codierstandard für die Schulung weiterer Codierender zu schaffen. Codierfragen aus diesen 12 Videoaufnahmen wurden mit Valentín Escudero besprochen. Anschließend wurden 3 Masterstudierende der Erziehungswissenschaften geschult, die über fünf Wochen 15 h Codierschulung erhielten. Sie wurden in den theoretischen Rahmen des SOFTA, die Codierrichtlinien, Übungsmaterial des Entwicklungsteams und niederländisches Übungsmaterial aus der Dramaserie In Therapie (In Therapy) eingeführt. Die geschulten Codierenden codierten unabhängig mindestens 10 Videoaufnahmen, um ihre Reliabilität im Vergleich zu den Referenzcodierungen der Erstautorin zu erhöhen, und erhielten zu jeder Codierung Rückmeldung. Wie von Friedlander et al. (2005) empfohlen, wurde die Schulung fortgesetzt, bis die Skalenwerte der Codierenden in 90% der Fälle um nicht mehr als einen Punkt abwichen.

Nach der Schulung bewertete jede codierende Person eine Zufallsauswahl der Videoaufnahmen. Codierfragen wurden besprochen, und schwierige Passagen wurden in Treffen des Codierteams alle zwei Wochen im Konsens codiert. Insgesamt wurden nach der Schulung 90 Sitzungen unabhängig codiert. Von diesen Sitzungen wurden 14 zufällig ausgewählte (16.6%) von der Erstautorin doppelt codiert, ohne dass die Codierenden wussten, um welche Sitzungen es sich handelte. Zur Bestimmung der Interrater-Reliabilität berechneten wir Intraklassen-Korrelationskoeffizienten für die 14 doppelt codierten Sitzungen, wobei wir die Einzelmaße eines gemischten zweifaktoriellen Modells auf Basis absoluter Übereinstimmung verwendeten (Koo & Li, 2016). Zunächst prüften wir die Reliabilität der Subskalenwerte in ihrer ursprünglich entwickelten Form, also mit einer Bewertung von -3 bis + 3 auf Grundlage der beobachteten Verhaltensweisen. Da diese regulären Subskalenwerte sehr wenig Varianz aufwiesen und deshalb keine ausreichende Interrater-Reliabilität erreichten, entschieden wir uns, für jede Subskala einen Wert zu verwenden, der die Anzahl beobachteter positiver Verhaltensweisen pro 60 min abbildet. Die ICCs für diese Werte betrugen 0.637 für Engagement, 0.551 für Emotionale Verbindung, 0.558 für Sicherheit und -0.129 für Gemeinsames Zielverständnis. Nach Cicchetti (1994) sind ICCs > 0.4 ausreichend, > 0.6 gut und > 0.8 ausgezeichnet. Der negative ICC für Gemeinsames Zielverständnis ließe sich durch die geringe Zahl zufällig für die Doppelcodierung ausgewählter Sitzungen mit zwei oder mehr anwesenden Familienmitgliedern (n = 6) und durch die geringe Varianz (Spannweite = 0–3) erklären. Für diese Skala analysierten wir daher zusätzlich die prozentuale Übereinstimmung zwischen den Codierenden und fanden, dass bei 67.7% der Sitzungen eine 100%ige Übereinstimmung hinsichtlich der Anzahl beobachteter SSP-Verhaltensweisen bestand; bei 16.7% (n = 1) der Sitzungen betrug die Differenz zwischen den Codierenden 1 und bei den übrigen 16.7% 2. Vorläufige Ergebnisse zeigten jedoch, dass nicht nur die Interrater-Reliabilität, sondern auch die Varianz bei den beobachteten SSP-Verhaltensweisen gering war. Daher schlossen wir diese Domäne aus unseren Hauptanalysen aus.

Ablauf

Die teilnehmenden Familien stammten aus vier IPT-Teams zweier niederländischer Organisationen der Kinder- und Jugendhilfe. Jede Familie, die eine Behandlung begann, wurde von der IPT-Fachkraft oder der Einrichtung über das Forschungsprojekt informiert und erhielt ein Informationsschreiben. In einem Team fragten alle IPT-Fachkräfte ihre Familien direkt um Teilnahme. In den übrigen drei Teams wurden die Familien telefonisch von einer wissenschaftlichen Hilfskraft zur Teilnahme eingeladen. Teilnehmende Familienmitglieder ab 12 Jahren unterzeichneten eine Einverständniserklärung, und das Projekt wurde von der Ethikkommission der Fakultät genehmigt, an der die Verfassenden der Studie beschäftigt waren. Alle teilnehmenden Familien erhielten einen Geschenkgutschein über 10 €, und per Los erhielten zwei Familien einen Gutschein für den Besuch eines Zoos oder Freizeitparks ihrer Wahl.

Für jede teilnehmende Familie wurden zwei IPT-Sitzungen im Zuhause der Familie auf Video aufgezeichnet. Für T1 – in der frühen Behandlungsphase – wurde die dritte Sitzung (ausnahmsweise die vierte oder fünfte) gefilmt. Wir wählten die dritte Sitzung, weil die Familien in der ersten Sitzung über die Forschung informiert und gebeten wurden, eine Teilnahme zu erwägen. Mit der Wahl der dritten Sitzung hatten sie etwas Zeit, über die Teilnahme nachzudenken, während sich die Behandlung noch in der Anfangsphase befand, die etwa sechs Wochen dauert (Van der Steege, 2007). Die zweite Videobeobachtung (T2) erfolgte zwei Monate später, als sich die Behandlung in der Phase aktiver Veränderung befand. Unmittelbar nach beiden aufgezeichneten Sitzungen wurden die therapeutische Fachkraft und die teilnehmenden Familienmitglieder gebeten, unabhängig voneinander das Work Alliance Inventory (WAI) auszufüllen. Kinder ab 8 Jahren wurden gebeten, das Working Alliance Inventory (WAI) auszufüllen. In einigen Familien wollten Kinder über 8 Jahren nicht an der Forschung teilnehmen, und in anderen Familien traf die therapeutische Fachkraft ein Elternteil oder beide Eltern zumindest für einen Teil der Sitzungen, einschließlich der beobachteten Sitzung, ohne Kind. Die Therapierenden wurden gebeten, über die Allianzen mit allen aktiv in die Behandlung einbezogenen Familienmitgliedern unabhängig von deren Alter nachzudenken. Für 9 Familien lagen keine T2-Messungen vor, weil die Behandlung bereits beendet war (n = 3) oder weil die therapeutische Fachkraft oder die Familie nach T1 wegen einer veränderten Situation die Teilnahme beenden wollte (n = 6); für 1 Familie fehlte die T1-Messung. Studienabbrüche wurden nicht ausgeschlossen, da dies die klinische Repräsentativität unserer Studie hätte verringern können. Wir verglichen alle Maße zu T1 sowie die Persönlichkeitsmaße und die klinische Erfahrung der Therapierenden zwischen Abbruch- und Abschlussfällen, indem wir eine Mehrebenen-Regressionsanalyse einer dichotomen Abbruchvariablen zu T2 auf die von Klientel und Therapierenden angegebene Allianz zu T1, das beobachtete Allianzverhalten der Therapierenden zu T1, die klinische Erfahrung der Therapierenden sowie deren Neurotizismus, Extraversion, Offenheit, Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit durchführten. Wir fanden bei keiner dieser Variablen signifikante Unterschiede, mit Ausnahme des beobachteten Sicherheitsverhaltens der Therapierenden (β = 1.231, p = 0.001), was darauf hinweist, dass die Therapierenden in den Abbruchfällen zu T1 mehr Sicherheitsverhalten zeigten.

Statistische Analysen

Zunächst imputierten wir fehlende Werte mittels Erwartungsmaximierung (Tabachnick, & Fidell, 2013). Nach Entfernung eines Falls, bei dem sowohl die Allianzmaße zu T1 als auch die Variablen der therapeutischen Fachkraft fehlten, zeigte ein MCAR-Test nach Little (1988), dass die Werte vollständig zufällig fehlten (χ² = 415.076 (370, N = 98), p = 0.053). Anschließend prüften wir durch Berechnung eines Varianzinflationsfaktors (VIF) auf Kollinearität, um einen multivariaten Test der relativen Bedeutung mehrerer unabhängiger Variablen zu ermöglichen. Alle berechneten VIFs lagen unter 3, was darauf hinweist, dass kein Multikollinearitätsproblem vorlag.

Für unsere Hauptanalysen verwendeten wir ein Zwei-Ebenen-Modell, um die Abhängigkeit der Daten zu berücksichtigen (Tabachnick & Fidell, 2013), da die Familienmitglieder (Ebene 1) in Therapierenden (Ebene 2) geschachtelt waren. Ebene 1 betrifft die Varianz der Allianzmaße zwischen den Familienmitgliedern innerhalb der Familie, während Ebene 2 die Varianz zwischen Familien erfasst. Aufgrund des kurzfristig längsschnittlichen Charakters der Studie (d. h. die Einschätzungen von Klientel und Therapierenden sowie die allianzbildenden Verhaltensweisen der Therapierenden wurden zu Beginn und zur Mitte der Behandlung gemessen) kontrollierten wir die Allianz zu T1 sowie die zu T1 beobachteten allianzbildenden Verhaltensweisen. Wir unterschieden zwischen der Allianz Elternteil–Fachkraft und der Allianz Jugendliche–Fachkraft, indem wir dem Modell eine Variable Elternteil/Jugendliche hinzufügten. Da einige Studien darauf hinweisen, dass sich die Stärke der Allianz zwischen Therapeuten und Therapeutinnen unterscheiden kann (z. B. Welmers- van de Poll et al., 2018), und das Alter der therapeutischen Fachkraft sowohl mit den Jahren klinischer Erfahrung als auch mit beobachteten zwischenmenschlichen Kompetenzen zusammenhängt (Anderson et al., 2009), kontrollierten wir zudem Alter und Geschlecht der Therapierenden. Innerhalb des Zwei-Ebenen-Modells führten wir zwei schrittweise multiple Regressionsanalysen durch, um nacheinander festzustellen, ob die familiäre Rolle (Elternteil vs. Jugendliche), Alter und Geschlecht der Therapierenden, klinische Erfahrung, Persönlichkeitsmerkmale, allianzbildende Verhaltensweisen zur Behandlungsmitte, frühe Allianz und allianzbildende Verhaltensweisen zu Behandlungsbeginn (unabhängige Variablen) signifikant mit der von Therapierenden angegebenen Allianz zur Behandlungsmitte oder mit der von der Klientel angegebenen Allianz zur Behandlungsmitte (abhängige Variablen) zusammenhingen.

Ergebnisse

Vorläufige Analysen

Tabelle 1 zeigt die Verteilung der allianzbildenden Verhaltensweisen der Therapierenden. Die Ergebnisse zeigen, dass die Therapierenden vor allem in Engagement und emotionale Verbindung investierten, die beiden individuellen Domänen des SOFTA-Modells. Verhaltensweisen der Therapierenden, die zu Sicherheit und gemeinsamem Zielverständnis beitragen, den beiden systemischen Allianzdomänen des SOFTA-Modells, wurden kaum beobachtet. Wie oben dargelegt, schlossen wir die Domäne gemeinsames Zielverständnis aus unseren Hauptanalysen aus.

Tabelle 2 zeigt die Verteilung der NEO-FFI-Werte der Therapierenden im Vergleich zu einer allgemeinen Stichprobe niederländischer Erwachsener aus der Entwicklungsstichprobe des Instruments (Hoekstra & De Fruyt, 2014). Die Therapierenden unserer Stichprobe gaben im Vergleich zur allgemeinen niederländischen Stichprobe deutlich höhere Werte für Extraversion, Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit, niedrigere Werte für Neurotizismus und ähnliche Werte für Offenheit für Erfahrungen an.

Tabelle 3 zeigt die Verteilung der WAI-Werte von Therapierenden und Klientel. Die Ergebnisse zeigen, dass die Allianzbewertungen der Familienmitglieder etwas höher lagen als die der Therapierenden. Die Unterschiede zwischen T1 und T2 waren sehr gering.

Prädiktoren der von Therapierenden angegebenen Allianz

Wir fanden, dass mehrere Variablen die Allianzbewertungen der Therapierenden zur Behandlungsmitte signifikant vorhersagten (Tabelle 4). Die familiäre Rolle sagte die Allianzbewertungen der Therapierenden vorher (β = -0.156, p = 0.003): Die Therapierenden berichteten über stärkere Allianzen mit Eltern als mit Jugendlichen. Von den demografischen Merkmalen der Therapierenden sagte nur das Geschlecht ihre Allianzbewertungen vorher: Therapeutinnen berichteten über stärkere Allianzen als Therapeuten (β = 0.331, p < 0.001). Das Alter der Therapierenden sagte ihre Allianzbewertungen nicht vorher.

Was die Persönlichkeit der Therapierenden betrifft, waren alle fünf Persönlichkeitsdomänen signifikante Prädiktoren der von Therapierenden angegebenen Allianz zur Behandlungsmitte, was unserer Hypothese entsprach. Wie erwartet, hingen Offenheit für Erfahrungen (β = 0.517, p < 0.001) und Verträglichkeit (β = 0.306, p < 0.01) positiv mit den Allianzbewertungen der Therapierenden zusammen, Neurotizismus (β = − 0.472, p < 0.001) negativ. Entgegen unseren Erwartungen hing auch Extraversion (β = − 0.304, p = 0.001) negativ damit zusammen, ebenso wie Gewissenhaftigkeit (β = − 0.230, p = 0.006), zu deren Zusammenhangsrichtung wir keine Vorannahmen hatten. Unsere Hypothese zum Beitrag der klinischen Erfahrung der Therapierenden wurde nicht bestätigt, da die klinische Erfahrung nicht signifikant mit den Allianzbewertungen der Therapierenden zur Behandlungsmitte zusammenhing.

Wie angenommen, sagten die allianzbildenden Verhaltensweisen der Therapierenden deren Allianzbewertungen vorher. In der Sitzung beobachtetes Engagement- (β = 0.374, p < 0.001) und Emotionale-Verbindung-Verhalten (β = 0.318, p < 0.001) der Therapierenden zu T2 hing positiv mit deren Allianzbewertungen unmittelbar nach der beobachteten Sitzung zusammen. Entgegen unserer Hypothese hing in der Sitzung beobachtetes Sicherheitsverhalten (β = − 0.806, p < 0.001) negativ damit zusammen. Die frühe, von Therapierenden angegebene Allianz sagte deren Allianzbewertungen zur Behandlungsmitte positiv vorher (β = 0.398, p < 0.001), die zu Behandlungsbeginn in der Sitzung beobachteten allianzbildenden Verhaltensweisen dagegen nicht. Dies zeigt, dass die zu Behandlungsbeginn in der Sitzung beobachteten allianzbildenden Verhaltensweisen keinen längsschnittlichen Beitrag zu den Allianzbewertungen der Therapierenden zur Behandlungsmitte leisteten.

Prädiktoren der von der Klientel angegebenen Allianz

Wie Tabelle 5 zeigt, sagten mehrere Variablen die Allianzbewertungen der Familienmitglieder zur Behandlungsmitte signifikant vorher. Zwischen Eltern und Jugendlichen gab es keine signifikanten Unterschiede in den Allianzbewertungen. Das Geschlecht der therapeutischen Fachkraft war das einzige demografische Merkmal, das die Allianzbewertungen der Familienmitglieder signifikant vorhersagte, mit höheren Allianzbewertungen für Therapeutinnen als für Therapeuten (β = 0.404, p < 0.001).

In Übereinstimmung mit unserer Hypothese sagten alle fünf Persönlichkeitsdomänen die Allianzbewertungen der Familienmitglieder zur Behandlungsmitte signifikant vorher, doch die Richtung der Zusammenhänge entsprach nur teilweise unseren Annahmen. Wie erwartet, hingen Offenheit für Erfahrungen (β = 0.202, p = 0.010) und Verträglichkeit (β = 0.181, p = 0.024) positiv mit den Allianzbewertungen der Familienmitglieder zusammen, während Neurotizismus negativ damit zusammenhing (β = − 0.264, p < 0.001). Entgegen unseren Erwartungen hing auch Extraversion (β = − 0.196, p = 0.006) negativ mit den Allianzbewertungen der Familienmitglieder zusammen, ebenso wie Gewissenhaftigkeit (β = − 0.169, p = 0.028), zu deren Zusammenhangsrichtung wir keine Vorannahme hatten. Diese Zusammenhänge wiesen alle in dieselbe Richtung wie die Zusammenhänge mit den Allianzbewertungen der Therapierenden. Unsere Hypothese zum Beitrag der klinischen Erfahrung der Therapierenden wurde nicht bestätigt, da die klinische Erfahrung nicht signifikant mit den Allianzbewertungen der Therapierenden zur Behandlungsmitte zusammenhing.

Wie angenommen, sagten die allianzbildenden Verhaltensweisen der Therapierenden die Allianzbewertungen der Familienmitglieder vorher: In der Sitzung beobachtetes Engagement- (β = 0.305, p = 0.001) und Emotionale-Verbindung-Verhalten (β = 0.237, p < 0.001) der Therapierenden zu T2 hing positiv mit den Allianzbewertungen der Familienmitglieder unmittelbar nach der beobachteten Sitzung zusammen. Entgegen unserer Hypothese hing das Sicherheitsverhalten der Therapierenden in der Sitzung negativ, aber nicht signifikant damit zusammen.

Die von den Familienmitgliedern angegebene frühe Allianz sagte deren Allianzbewertungen zur Behandlungsmitte positiv vorher (β = 0.464, p < 0.001). Die allianzbildenden Verhaltensweisen der Therapierenden in der Sitzung zu Behandlungsbeginn hingen nicht signifikant damit zusammen, was darauf hinweist, dass diese frühen Verhaltensweisen keinen längsschnittlichen Beitrag zu den Allianzbewertungen der Familienmitglieder zur Behandlungsmitte leisteten.

Diskussion

Wir untersuchten die Rolle der Persönlichkeit, der Jahre klinischer Erfahrung und der beobachteten allianzbildenden Verhaltensweisen von Therapierenden bei der Vorhersage der Allianz zur Behandlungsmitte in einer aufsuchenden Familienbehandlung bei Problemen von Kindern und Jugendlichen und kontrollierten dabei familiäre Rolle (Elternteil vs. Jugendliche), Alter und Geschlecht der Therapierenden sowie die Allianz zu Behandlungsbeginn. Wir fanden, dass die Offenheit für Erfahrungen und die Verträglichkeit der Therapierenden sowie ihr Verhalten in der Sitzung in den Bereichen Engagement und emotionale Verbindung positivere Allianzbewertungen durch Therapierende und Familienmitglieder vorhersagten. Neurotizismus, Extraversion und Gewissenhaftigkeit der Therapierenden sagten negativere Allianzbewertungen vorher. Auch Sicherheitsverhalten in der Sitzung sagte negativere Allianzbewertungen vorher, doch dieser Befund war nur für die Bewertungen der Therapierenden signifikant, nicht für die der Familienmitglieder. Die klinische Erfahrung sagte die Qualität der Allianzen nicht vorher.

Unser Befund, dass Persönlichkeitsmerkmale der Therapierenden die Allianz vorhersagten, entsprach größtenteils unseren Hypothesen. Wie angenommen, fanden wir, dass sowohl Therapierende als auch Familienmitglieder über stärkere Allianzen berichteten, wenn die Therapierenden verträglicher und offener für Erfahrungen waren. Dies steht im Gegensatz zu den Befunden von Chapman et al. (2009) in der Einzelpsychotherapie, wonach mehr Offenheit für Erfahrungen mit weniger positiven Allianzbewertungen der Klientel einherging und verträglichere Personen in Ausbildung in ihrer Stichprobe selbst über schwächere Allianzen berichteten. Das Forschungsteam argumentiert, dass angesichts der hohen Offenheit und Verträglichkeit seiner Ausbildungsstichprobe plausibel erscheint, dass nur Extremausprägungen dieser Merkmale die Allianz negativ beeinflussten. In unserer Stichprobe gaben die Therapierenden jedoch ebenfalls etwas höhere Werte für Offenheit und um eine Standardabweichung höhere Werte für Verträglichkeit an als die niederländische Allgemeinbevölkerung. Dies weist darauf hin, dass selbst äußerst verträgliche und offene Therapierende beim Aufbau von Allianzen erfolgreicher sein können, wie die Bewertungen der Familienmitglieder und ihre eigenen zeigen. Auch unsere Befunde zum Neurotizismus entsprachen unseren Erwartungen und stehen im Gegensatz zu den Befunden von Chapman et al. (2009) in ihrer Ausbildungsstichprobe. Unsere Befunde zeigen, dass Therapierende, die sich eher als emotional stabil denn als neurotisch wahrnehmen, nach eigener Wahrnehmung und nach der der Familienmitglieder stärkere Allianzen haben. Dies scheint selbst für äußerst emotional stabile Therapierende zu gelten, denn in unserer Stichprobe gaben die Therapierenden Neurotizismus-Werte an, die fast eine Standardabweichung unter denen der niederländischen Allgemeinbevölkerung lagen.

Darüber hinaus fanden wir, dass Extraversion und Gewissenhaftigkeit der Therapierenden die Allianzbewertungen sowohl der Therapierenden als auch der Familienmitglieder negativ vorhersagten. Der negative Beitrag der Gewissenhaftigkeit ließe sich dadurch erklären, dass sehr gewissenhafte Menschen vorwiegend aufgabenorientiert und ordnungsliebend sind und weniger dazu neigen, ausgetretene Pfade zu verlassen (Hoekstra & De Fruyt 2014). Dies kann die Fähigkeit von Therapierenden beeinträchtigen, flexibel zu sein und Behandlungsprotokolle an die unterschiedlichen Bedürfnisse ihrer Klientel anzupassen. Unser Befund zur Extraversion war überraschend, da extravertierte Menschen dazu neigen, gesellig, warmherzig und optimistisch zu sein. Unser Befund steht auch im Gegensatz zu früheren Befunden von Chapman et al. (2009), wonach Extraversion die Allianz nicht beeinflusste. In unserer Stichprobe schätzten die Therapierenden ihre Extraversion jedoch fast eine Standardabweichung über den nationalen Normen ein. Es ist also nicht ausgeschlossen, dass eine durchschnittliche Extraversion Therapierenden hilft, eine Bindung zu ihrer Klientel aufzubauen, höhere Ausprägungen jedoch kontraproduktiv werden können. Vielleicht kann eine sehr extravertierte therapeutische Fachkraft, die wahrscheinlich sehr gesprächig, energiegeladen und optimistisch ist, überwältigend wirken und für Familien schwer zugänglich sein, die sich eher niedergeschlagen und pessimistisch fühlen, wenn sie wegen ernster Probleme mit den Kindern und in der Erziehung Hilfe erhalten. Eine andere Erklärung dafür, dass sehr extravertierte Therapierende in unserer Stichprobe weniger starke Allianzen mit Familien hatten, könnte im kulturellen Hintergrund liegen: Vielleicht wird Extraversion in manchen Kulturen weniger geschätzt als in anderen (Hofstee et al., 1997).

Wir fanden keinen Beitrag der Jahre klinischer Erfahrung der Therapierenden zur Allianz. Anfangs bestand ein signifikanter Zusammenhang, als die klinische Erfahrung erstmals in beide Regressionsmodelle aufgenommen wurde, doch er verschwand, als wir diesen Modellen die allianzbildenden Verhaltensweisen hinzufügten. Dies zeigt, dass ein etwaiger Beitrag der klinischen Erfahrung der therapeutischen Fachkraft zu den Allianzen eher durch das erklärt werden sollte, was Therapierende während einer Sitzung zur Stärkung der Allianz tun. Man könnte daher annehmen, dass die klinische Erfahrung der Therapierenden zu ihren allianzbildenden Verhaltensweisen in der Sitzung beiträgt. Tatsächlich fanden Raytek et al. (1999), dass in einer gemeinsamen Paarbehandlung bei Alkoholabhängigkeit erfahrenere Therapierende mehr allianzfördernde und weniger nicht förderliche Verhaltensweisen zeigten als weniger erfahrene. Eine frühere Studie zum Beitrag der Therapierenden zur Allianz in der aufsuchenden Familienbehandlung zeigte, dass sich die klinische Erfahrung der Therapierenden nur auf das Engagementverhalten zu Behandlungsbeginn positiv auswirkte (Welmers-van de Poll & Stams, 2019). Die klinische Erfahrung hatte keinen Effekt auf beobachtete Verhaltensweisen zur Behandlungsmitte oder auf Emotionale-Verbindung- und Sicherheitsverhalten zu Behandlungsbeginn. Zu beachten ist, dass wir in der vorliegenden Studie nur die Bewertungen der Therapierenden und Familienmitglieder zu ihren individuellen Allianzen untersuchten, da keine Einschätzungen der Therapierenden oder Selbstauskünfte zu Sicherheit oder gemeinsamem Zielverständnis vorlagen. Künftige Forschung könnte untersuchen, ob die komplexeren Aspekte der Allianz in der gemeinsamen Behandlung, etwa die Schaffung eines sicheren therapeutischen Umfelds für jedes Familienmitglied oder die Stärkung der familieninternen Allianz, stärker von der klinischen Erfahrung der therapeutischen Fachkraft beeinflusst werden.

Was die in der Sitzung beobachteten allianzbildenden Verhaltensweisen der Therapierenden in der vorliegenden Studie betrifft, fanden wir, dass beobachtetes Engagement- und Emotionale-Verbindung-Verhalten sowohl ihre eigenen Allianzbewertungen als auch die der Familienmitglieder vorhersagte, was unseren Hypothesen entsprach. In einer früheren Studie, die Beobachtungen des Verhaltens der Klientel in Bezug auf Selbst- und Fremdeinschätzungen der Allianz durch Therapierende untersuchte, hing Engagement- und Emotionale-Verbindung-Verhalten der Familienmitglieder ebenfalls positiv mit ihren Selbstauskünften zusammen, nicht aber mit den Einschätzungen der Therapierenden (Friedlander et al., 2006b). Unser Befund zeigt: Wenn die therapeutische Fachkraft die Familienmitglieder aktiv in den Behandlungsprozess einbindet und auf emotionaler Ebene mit ihnen in Verbindung tritt, bewerten sowohl sie selbst als auch die Familie die Allianz positiver.

Entgegen unseren Erwartungen hingen die Allianzbewertungen der Therapierenden und der Familienmitglieder negativ mit dem Sicherheitsverhalten der Therapierenden in der Sitzung zusammen, etwa dem Vorgeben von Struktur und Regeln für Sicherheit und Vertraulichkeit oder dem aktiven Schutz eines Familienmitglieds vor einem anderen. Dies ist angesichts der geringen Häufigkeit dieser Verhaltensweisen in den einbezogenen beobachteten Sitzungen bemerkenswert. Die negative Richtung des Zusammenhangs zeigte sich auch bei der Vorhersage der Allianzbewertungen der Familienmitglieder, wenngleich dieser Zusammenhang die Signifikanz knapp verfehlte. Unser Befund könnte darauf hinweisen, dass Sicherheitsinterventionen von Therapierenden eine negative Wirkung auf die Allianz haben, selbst wenn sie nur selten eingesetzt werden. Zwei frühere Studien, die Beobachtungen des Sicherheitsverhaltens von Familienmitgliedern in der Sitzung einbezogen, zeigen jedoch, dass ein Sicherheitsgefühl im therapeutischen Kontext sehr wohl ein positives Ergebnis systemischer Familienbehandlung fördert (Friedlander et al., 2008b; Sotero et al., 2018). Eine alternative Erklärung für unseren Befund könnte sein, dass Therapierende mehr in Sicherheit investieren, wenn sie ihre Allianz mit den Familienmitgliedern als weniger günstig wahrnehmen. Dieser vermutete Mechanismus steht im Einklang mit der von Escudero und Friedlander (2017) vorgeschlagenen Strategie für den Umgang mit Allianzen in schwierigen Kontexten der Familienbehandlung. Sie argumentieren, dass ein Sicherheitsgefühl unter den Familienmitgliedern, die gemeinsam in Behandlung sind, eine wesentliche Voraussetzung dafür ist, starke Bindungen zwischen der therapeutischen Fachkraft und jedem Familienmitglied zu ermöglichen, ebenso wie das Engagement der Familienmitglieder im Behandlungsprozess und ihr gemeinsames Zielverständnis.

Dass unsere Befunde zur Persönlichkeit und zu den allianzbildenden Verhaltensweisen der Therapierenden bei der Vorhersage der Allianz zur Behandlungsmitte auch nach Kontrolle der Allianzbewertungen zu Behandlungsbeginn signifikant waren, unterstreicht ihre Robustheit. Es zeigt, dass Allianzen unabhängig von Schwankungen der Allianz zwischen Behandlungsbeginn und Behandlungsmitte relativ stärker bleiben, wenn Therapierende verträglicher, offener und emotional stabiler sind und wenn sie emotional mit den Familienmitgliedern in Verbindung treten und sie aktiv in den Behandlungsprozess einbinden. Wir kontrollierten auch die allianzbildenden Verhaltensweisen zu Behandlungsbeginn, fanden jedoch keinen längsschnittlichen Beitrag des Verhaltens der Therapierenden zu Behandlungsbeginn zu den Allianzbewertungen von Therapierenden und Familienmitgliedern zur Behandlungsmitte. Dies zeigt, dass das, was die therapeutische Fachkraft in einer bestimmten Sitzung zur Stärkung der Allianz tut, die Einschätzung der Allianz durch Therapierende und Familienmitglieder nur kurz nach dieser Sitzung beeinflusst.

Auch wenn dies kein spezifischer Schwerpunkt unserer Studie war, war es interessant festzustellen, dass die Therapierenden vor allem in individuelle Allianzen mit den Familienmitgliedern investierten, kaum aber in systemische Aspekte der Allianz (Sicherheit und gemeinsames Zielverständnis). Dieser Befund steht im Einklang mit Hinweisen von Friedlander et al. (2019), wonach selbst sehr erfahrene familientherapeutische Fachkräfte dazu neigen, sich vor allem auf individuelle Allianzen mit den Familienmitgliedern zu konzentrieren und dabei die Bedeutung systemischer Aspekte der Allianz zu übersehen, etwa der Sicherheit in der Sitzung und eines gemeinsamen Ziels unter den Familienmitgliedern. Obwohl in unserer Studie mehr sicherheitsfördernde Verhaltensweisen der therapeutischen Fachkraft mit ungünstigeren Allianzbewertungen der Therapierenden einhergingen, weisen mehrere Studien zur Allianz in der Familientherapie darauf hin, dass das Sicherheitserleben der Familienmitglieder in der Sitzung (Friedlander et al., 2008b; Sotero et al., 2018) sowie das gemeinsame Ziel der Familie (Escudero et al., 2008; Friedlander et al., 2008b; Sotero et al., 2018) positive Behandlungsergebnisse systemischer Familienbehandlung fördern. Aktuelle metaanalytische Befunde zeigen, dass diese systemischen Aspekte der Allianz für positive Behandlungsergebnisse sogar noch entscheidender zu sein scheinen als die individuellen Allianzen der Familienmitglieder mit der therapeutischen Fachkraft (Friedlander et al., 2018). Zusammengenommen unterstreichen diese Befunde die Notwendigkeit eines systemischen Blicks auf die Allianz in der Aus- und Weiterbildung und Supervision in der Familientherapie.

Diese Studie weist einige Einschränkungen auf. Erstens verwendeten wir, da die ursprünglich für das SOFTA entwickelten Subskalenwerte wenig Varianz und eine unzureichende Interrater-Reliabilität aufwiesen, stattdessen die Verhaltenshäufigkeiten für jede SOFTA-Allianzdomäne, mit mäßiger Interrater-Reliabilität. Das bedeutet, dass wir nur den quantitativen Beitrag positiver allianzbildender Verhaltensweisen untersuchten, während auch negative Verhaltensweisen sowie die klinische Bedeutung und der Kontext bestimmter Verhaltensweisen der therapeutischen Fachkraft die Allianz beeinflussen können (z. B. Ackerman & Hilsenroth, 2001; Boardman et al., 2006; Friedlander et al., 2006a; Muñiz de la Peña et al., 2012).

Zweitens hatten wir trotz der zentralen Bedeutung systemischer Aspekte der Allianz in der gemeinsamen Familienbehandlung, etwa eines gemeinsamen Ziels unter den Familienmitgliedern und eines Sicherheitsgefühls während der Behandlung (Friedlander et al., 2019), keine Daten zum Erleben dieser systemischen Aspekte durch Familienmitglieder und Therapierende. Dies lag daran, dass wir nur Selbst- und Fremdeinschätzungen aus dem WAI hatten, das für die Einzeltherapie konzipiert ist, und dass die Messwerte für das beobachtete Verhalten der Therapierenden im Bereich gemeinsames Zielverständnis wegen unzureichender Reliabilität aus dieser Studie ausgeschlossen werden mussten. Was Unterschiede zwischen Familienmitgliedern in ihrer Allianz mit der therapeutischen Fachkraft betrifft – eine weitere systemische Komplexität beim Aufbau von Allianzen in der Familienbehandlung –, bot die Zahl der einbezogenen Jugendlichen in unserer Stichprobe nicht genügend statistische Power, um zwischen dem Beitrag der Therapierenden zu Allianzen mit Eltern und zu Allianzen mit Jugendlichen zu unterscheiden. Wir bezogen jedoch mehrere Familienmitglieder als Informationsquellen zur Allianz ein, kontrollierten in unseren Modellen die familiäre Rolle (Elternteil vs. Jugendliche) und bezogen Beobachtungen des Sicherheitsverhaltens der Therapierenden ein, womit wir der systemischen Komplexität der Allianz in gewissem Maße Rechnung trugen.

Eine letzte Einschränkung besteht darin, dass wir nur die einseitigen Beiträge der Therapierenden zur Allianz untersuchten, nicht aber die Wechselwirkung zwischen den Beiträgen der Therapierenden und denen der Familienmitglieder. Dies könnte nahelegen, dass es so etwas wie ein universelles Set von Merkmalen der therapeutischen Fachkraft gibt, das für jede Person in Behandlung und jede Familie am besten ist. Allerdings beeinflussen nicht nur Unterschiede zwischen Therapierenden in ihren Allianzen mit der Klientel das Behandlungsergebnis; auch Allianzunterschiede zwischen Personen, die von derselben Fachkraft behandelt werden, können erheblichen Einfluss haben (Baldwin & Imel 2013). Künftige Forschung könnte davon profitieren zu erklären, warum eine bestimmte therapeutische Fachkraft mit manchen Familien und Familienmitgliedern überdurchschnittliche, mit anderen Familien und Familienmitgliedern hingegen unterdurchschnittliche Allianzen hat. Dazu gehört die Untersuchung von Merkmalen der Familien und Familienmitglieder, die zur Allianz beitragen (z. B. De Greef et al, 2018a; Sotero et al., 2017), sowie der Wirkung der Wechselwirkung oder „Passung“ zwischen den Merkmalen und Verhaltensweisen der therapeutischen Fachkraft und denen der Familienmitglieder (z. B. Friedlander et al., 2008a).

Trotz ihrer Einschränkungen war unsere Studie unseres Wissens die erste, die den Beitrag von Therapierenden zur Allianz in der Familienbehandlung unter Einbeziehung ihrer Persönlichkeit und ihrer Jahre klinischer Erfahrung untersuchte. Obwohl die in der Sitzung beobachteten allianzbildenden Verhaltensweisen von Therapierenden in der Familientherapie bereits untersucht wurden (Diamond et al., 1999; Escudero et al., 2012; Friedlander et al., 2014; Muñiz de la Peña et al., 2012), erweitert unsere Studie diesen Wissensstand, indem sie eine größere Stichprobe untersucht und empirische Belege für den Zusammenhang zwischen dem Verhalten der Therapierenden und den Allianzbewertungen sowohl der Familienmitglieder als auch der Therapierenden liefert. Der Multi-Informanten-Charakter stärkt die Robustheit unserer Befunde. Eine weitere Stärke ist das (kurzfristige) Längsschnittdesign, das die Allianz als einen Prozess untersucht, der sich während der Behandlung entwickelt, und nicht als statisches Phänomen.

Angesichts der geringen Forschungslage zu Merkmalen von Therapierenden, die zur Allianz in der Familienbehandlung beitragen, ist eine Replikation unserer Befunde unerlässlich, um eine stärkere Evidenzbasis aufzubauen. Künftige Studien könnten davon profitieren, Familieneffekte sowie Effekte der Wechselwirkung zwischen Merkmalen oder Verhaltensweisen der Therapierenden und der Familienmitglieder im Hinblick auf die Allianz zu untersuchen. Unser Befund, dass sicherheitsfördernde Verhaltensweisen der therapeutischen Fachkraft mit ungünstigeren Allianzbewertungen der Therapierenden einhergingen, scheint früheren Befunden zur Sicherheit der Familienmitglieder in der Sitzung im Verhältnis zum Behandlungsergebnis etwas zu widersprechen: Weitere Forschung zur Rolle der Sicherheit während der Behandlung könnte besonders von der Untersuchung der Wechselwirkungen zwischen dem Verhalten der Therapierenden und dem der Klientel profitieren. Angesichts der zentralen Bedeutung der für die systemische Behandlung typischen Allianzaspekte besteht ein wichtiger nächster Schritt schließlich darin, die Beiträge der Therapierenden zu untersuchen, die diese systemischen Aspekte vorhersagen. Dazu gehört die Untersuchung der Beiträge der Therapierenden zum gemeinsamen Zielverständnis der Familie, zu ihrem Sicherheitsgefühl und zu problematischen Unterschieden zwischen Familienmitgliedern in ihrer Allianz mit der therapeutischen Fachkraft.

Für die klinische Praxis legen unsere Ergebnisse nahe, dass Aus- und Weiterbildung sowie Supervision in der Familientherapie davon profitieren könnten, sich auf Verhaltensweisen zu konzentrieren, die das Engagement der Familienmitglieder in der Behandlung und ihre emotionale Verbindung mit der therapeutischen Fachkraft stärken. Ein häufigeres Auftreten dieser Verhaltensweisen in den Behandlungssitzungen kann die Allianzen der Familienmitglieder mit der therapeutischen Fachkraft positiv beeinflussen, was wiederum wahrscheinlich die Behandlungsergebnisse verbessert. Zudem könnten Aus- und Weiterbildung sowie Supervision wirksamer sein, wenn sie auf die Persönlichkeitsprofile der Personen in Ausbildung abgestimmt werden. Ihre Selbstwahrnehmung zu schärfen und zu beobachten, wie ihre neurotischen, extravertierten oder gewissenhaften Neigungen im Verhalten während der Sitzungen allzu deutlich zutage treten, könnte die Fähigkeit familientherapeutischer Fachkräfte verbessern, starke Allianzen mit den Familienmitgliedern aufzubauen und so die Wirksamkeit der Behandlung zu erhöhen.