Introduction

Les familles aux problèmes multiples

Les familles aux problèmes multiples (FPM) sont des familles qui connaissent une multitude de problèmes complexes dans divers domaines de la vie. Leurs difficultés surgissent généralement au niveau du système familial (facteurs psychosociaux) comme dans leur environnement (faible statut socio-économique) (Tausendfreund et al., 2016 ; Bachler et al., 2018). Elles vont des questions de parentalité, des problèmes psychiatriques et des relations perturbées jusqu’aux dettes et aux problèmes de santé et de logement, en passant par des contacts répétés avec les services sociaux ou la justice pénale (Tausendfreund et al., 2016). On a souligné que les difficultés que ces familles éprouvent à gérer la vie quotidienne naissent de l’interaction entre problèmes socio-économiques et problèmes psychosociaux (Tausendfreund et al., 2016). Pour ce qui est de la santé mentale des enfants et des jeunes de ces familles, plusieurs problèmes y sont couramment rapportés (Egle et al., 2004 ; McLaughlin et al., 2012 ; Coore Desai et al., 2017) : fonctionnement inadapté des parents, comportements parentaux et d’attachement perturbés, conditions de privation associées, méthodes éducatives inadéquates et soutien insuffisant au développement cognitif, social ou émotionnel, parfois même négligence, abus et maltraitance. Selon Kessler et al. (2010), la maladie mentale parentale, la maltraitance, la négligence et le fonctionnement inadapté des parents sont les plus puissants prédicteurs des troubles mentaux et expliquent 29,8 % de l’ensemble des troubles dans 21 pays. Dans les FPM, ces adversités de l’enfance sont très fréquentes, liées entre elles et associées à un fonctionnement familial altéré (Bachler et al., 2018).

Le traitement des FPM

Les thérapeutes et les équipes de travail social qui cherchent à aider les FPM sont confrontés à un système complexe, dysfonctionnel à plusieurs niveaux, qui couvre des questions psychologiques, neurobiologiques, sociales et économiques. Cela pose un sérieux défi pour l’élaboration de principes thérapeutiques efficaces dans le traitement des FPM (Bachler et al., 2017). On a longtemps supposé que les parents et les jeunes des FPM étaient incapables ou peu désireux de collaborer de façon orientée vers des objectifs ; on parlait de « clients réticents, involontaires ou contraints » (Bachler et al., 2016). Dans la catégorisation de Friedlander et al. (2011), qui distingue quatre groupes de personnes ou de familles en psychothérapie (les « clients », les « plaignants », les « visiteurs » et les « otages »), les FPM se situent dans les catégories « plaignants », « visiteurs » et « otages ». Ces groupes se caractérisent par une faible perception des problèmes et tendent à vivre les problèmes comme extérieurs, ce qui affecte fortement le degré de collaboration orientée vers des objectifs. Or la collaboration et l’alliance thérapeutique sont le plus puissant prédicteur des résultats en psychothérapie (Polaschek et Ross, 2010). L’alliance thérapeutique et les attentes envers le traitement sont affectées négativement (Hamilton et al., 2011) par les principales caractéristiques des figures parentales et des jeunes des FPM : déficits généraux des compétences sociales, relations d’objet pauvres, antécédents de relations familiales difficiles, fortes attitudes défensives, posture de désespoir, faible capacité d’introspection psychologique, niveau élevé de résistance, négativisme et hostilité (Castonguay et Beutler, 2006). En outre, des caractéristiques antérieures au traitement comme un faible statut socio-économique, des troubles de l’axe II et une absence de réponse à des traitements antérieurs prédisent généralement une fin de traitement psychothérapeutique sans amélioration clinique significative (Reuter et al., 2016).

Avant les années 1990, les familles aux problèmes multiples ont reçu relativement peu d’attention de la part de la recherche en psychothérapie ou de la recherche sur la santé de l’enfant et de l’adolescent. C’est ce qu’a montré une étude bibliographique d’Ensminger et Fothergill (2003), selon laquelle 1 % seulement des 11 505 articles parus entre 1990 et 2000 dans la revue Child Development portaient sur des familles de faible statut socio-économique. Au cours des 15 dernières années, différentes études empiriques sur diverses formes de traitement à domicile dans les champs de l’aide à la jeunesse et de la psychiatrie de l’enfant et de l’adolescent ont montré des tailles d’effet moyennes à élevées pour le traitement des FPM, malgré de multiples problèmes psychosociaux chronicisés (Curtis et al., 2004 ; Liddle et al., 2009 ; Bachler et al., 2016 ; Tausendfreund et al., 2016). Si l’on retient une taille d’effet moyenne de (d) = 0,51 pour la thérapie familiale (Sydow et al., 2007), une taille d’effet de 0,55, comme celle trouvée pour la thérapie multisystémique (Curtis et al., 2004), montre qu’il est possible d’atteindre ces familles avec succès. L’étendue des tailles d’effet (0,27–0,77) rapportée par Liddle et al. (2009) pour la thérapie familiale multidimensionnelle suggère toutefois des différences considérables dans la réponse au traitement. Le travail thérapeutique se fait de préférence au domicile des familles (traitement « à domicile »). Ce cadre aide à réduire les taux d’abandon élevés, de 40 % au cours des deux premières semaines, observés dans les services communautaires de santé mentale (Principe et al., 2006).

Les effets à long terme du traitement des familles aux problèmes multiples

Les troubles et problèmes psychologiques des FPM revêtent une grande importance sociopolitique, car ils entraînent des coûts considérables pour la société. Ceux-ci comprennent une « charge non définie », comme la perte de productivité ou l’incapacité de travailler, et une « charge cachée », par exemple le retard du traitement et de la guérison par des effets de porte tournante, et des réseaux sociaux plus pauvres (OMS, 2001). Bachler et al. (2018) ont toutefois montré que les adversités de l’enfance ne vouent pas les enfants à un destin irréversible : l’effet de la thérapie est plus puissant que l’influence des facteurs défavorables sur le développement des symptômes pédopsychiatriques. La durabilité des effets du traitement est d’une grande importance, pour la personne comme pour la société.

Si la possibilité d’un traitement efficace des FPM a été exposée dans les paragraphes précédents, l’effet à long terme de ces traitements n’a guère retenu l’attention de la recherche. Le suivi de traitements pédopsychiatriques n’a été examiné que pour quelques groupes cliniques de jeunes, par exemple les troubles bipolaires (Inder et al., 2017), les jeunes ayant eu des conduites d’automutilation à l’adolescence (Groschwitz et al., 2015) ou l’anorexie mentale (Amianto et al., 2017). Amianto et al. (2017) ont montré que, huit ans après le traitement, le taux de rémission complète était de 42 %, 67,8 % des cas s’étaient améliorés et 18,6 % s’étaient aggravés. Les effets à long terme du traitement à domicile ont été examinés à propos de l’abus de drogues et de la délinquance. Van der Pol et al. (2018) ont constaté que, trois ans après le traitement, la délinquance et l’abus de cannabis avaient nettement diminué, sans différence toutefois entre la thérapie familiale multidimensionnelle et la thérapie cognitivo-comportementale. Dans une autre étude, consacrée aux jeunes auteurs d’infractions sexuelles, les effets de la thérapie multisystémique étaient plus durables que ceux d’une thérapie cognitivo-comportementale de groupe (Letourneau et al., 2013). Johnides et al. (2017) ont examiné l’effet à long terme de la thérapie multisystémique sur les figures parentales de jeunes auteurs d’infractions graves, lors d’un suivi à 20 ans. Les figures parentales de la thérapie multisystémique comptaient 94 % de crimes et 70 % de délits en moins que celles du cadre de thérapie individuelle.

Objectifs et hypothèses

Cette étude fait partie d’un projet de recherche sur les principes empiriquement validés du traitement des FPM (« Qu’est-ce qui marche, pour qui et pourquoi ? »). Nous évaluons ici les effets de la thérapie familiale ambulatoire (TFA) à domicile sur divers facteurs psychosociaux, avec une analyse de suivi pour examiner la stabilité des effets du traitement après trois ans. Les questions de recherche étaient les suivantes : (1) la TFA améliore-t-elle le fonctionnement, la santé mentale et les capacités sociales des personnes suivies ? (2) Ces effets se maintiennent-ils trois ans après le traitement ? Le plan d’analyse distingue les mesures autoévaluées (évaluation comportementale et psychiatrique de la personne mineure) et les évaluations externes (autres variables).

• (1) Variables autoévaluées
  • (a) La TFA diminuera les comportements problématiques de la personne mineure.
  • (b) La TFA diminuera les symptômes psychiatriques de la personne mineure.
• (2) Variables évaluées de l’extérieur
  • (a) La TFA augmentera le fonctionnement global de la personne mineure, de la figure parentale et de la famille.
  • (b) La TFA augmentera les compétences sociales et professionnelles de la personne mineure et l’autonomie sociale de la famille.
  • (c) La TFA diminuera les risques généraux (adversités) de la famille.
  • (d) La TFA augmentera l’atteinte des objectifs thérapeutiques individuels.

Matériel et méthodes

Devis de l’étude

Il s’agit d’une étude longitudinale de devis naturaliste. Elle a été menée par un groupe de recherche issu de deux instituts : l’Institut de psychanalyse et de thérapie familiale (IPT) de Salzbourg (Autriche), qui intervient dans deux Länder autrichiens et en Haute-Bavière (Allemagne), et l’Institut de synergétique et de recherche en psychothérapie de l’Université médicale Paracelse de Salzbourg (Autriche). L’étude faisait partie d’un projet de recherche plus large sur le traitement des FPM, financé par l’Union européenne.

L’Office de la jeunesse adresse régulièrement des familles à l’Institut de psychanalyse et de thérapie familiale pour un traitement lorsque d’autres traitements ont échoué ou ont été refusés, lorsqu’un enfant ou un jeune risque un placement en institution thérapeutique, ou lorsque le tribunal a ordonné une intervention thérapeutique. Dans l’ensemble, les familles présentent un large éventail de problèmes psychosociaux et un risque imminent de diverses formes de mise en danger de l’enfant. La thérapie a été assurée, par répartition aléatoire, par 34 thérapeutes (21 femmes, 13 hommes) parmi les 170 psychothérapeutes de l’Institut de psychanalyse et de thérapie familiale, qui suit en permanence 650 familles. Les 34 thérapeutes qui ont traité les familles de cette étude avaient en charge en moyenne 2,4 familles (ET = 1,3). Ces thérapeutes savaient que leur situation faisait partie d’une étude empirique, mais n’en connaissaient pas les hypothèses.

Les thérapeutes évaluaient la collaboration et les attentes des familles envers le traitement dans le cadre de l’évaluation de routine (voir le détail à la section Mesures). Des données complémentaires ont été recueillies au domicile des familles par des psychologues cliniques externes, avant et après le traitement et trois ans après celui-ci (suivi). Ces psychologues avaient reçu une formation au recueil des données et ne faisaient partie du personnel d’aucun des deux instituts.

La confidentialité a été garantie, et un consentement éclairé écrit a été donné par toutes les personnes participantes (ou les personnes qui les représentaient légalement), conformément à la Déclaration d’Helsinki.

Mesures

Nous donnons ci-dessous des informations de base sur les questionnaires et les évaluations utilisés dans l’étude ; le détail figure dans les annexes. Six mesures ont été appliquées avant et après le traitement : la collaboration, les attentes envers le traitement, trois objectifs thérapeutiques individuels (OTI) et la santé mentale de la personne mineure. Sept mesures ont aussi été évaluées trois ans après le traitement (suivi) : le comportement de la personne mineure, les adversités familiales, le fonctionnement relationnel au sein de la famille, le fonctionnement global de la personne mineure, le fonctionnement global de la figure parentale, l’autonomie sociale de la famille et les compétences sociales et professionnelles de la personne mineure.

Mesures autoévaluées

CBCL

Les symptômes et le comportement des enfants et des jeunes ont été évalués par la Child Behavior Checklist (CBCL) et par l’entretien parental de Mannheim (MPI). La CBCL (Achenbach, 1991) est une échelle internationale largement utilisée, qui renseigne sur trois domaines de compétence (activités, compétence sociale, école). Outre un score total, elle comprend huit sous-échelles (plaintes somatiques, problèmes sociaux, retrait social, anxiété/dépression, attention, schizoïdie/obsessions, comportement dissocial, comportement agressif) et permet d’évaluer les comportements extériorisés et intériorisés.

MPI

Le MPI (Esser et al., 1989) est un entretien clinique structuré et standardisé qui indique les troubles psychologiques et leur sévérité. Ses 37 questions portant sur les symptômes psychiatriques de l’enfant et de l’adolescent combinent un score cumulé de symptômes pédopsychiatriques et différents diagnostics de la CIM.

Mesures évaluées de l’extérieur

CP et VH

L’évaluation de la collaboration (échelle de collaboration, CP, Bachler, 2013) et des attentes envers le traitement (attente quant aux résultats du traitement, VH, Bachler, 2013) fait partie intégrante des évaluations de routine. La collaboration est évaluée par un entretien narratif que la personne thérapeute mène avec la famille. Elle estime ensuite le degré de collaboration avec la famille, de 1 (excellent) à 5 (impossible). L’attente quant aux résultats du traitement est cotée par la personne thérapeute avec la figure parentale et la personne adolescente, de 1 (attentes élevées) à 5 (attentes faibles).

OTI

La cotation des OTI suit le module correspondant de la documentation de base en psychothérapie (PSYBADO, Heuft et Senf, 1998). Elle fournit une définition individuelle de trois objectifs thérapeutiques importants à la fois pour la famille et pour l’Office de protection de l’enfance, cotés de façon indépendante par la famille, les psychologues externes et l’Office. Le score final est la moyenne des cotations.

FAI

L’indice d’adversité familiale (Family Adversity Index, FAI) (Rutter et Quinton, 1977) mesure le stress psychosocial familial. Fondé sur cinq items (désharmonie familiale chronique, faible statut socio-économique, logement exigu, criminalité parentale et trouble mental de la figure parentale principale), il donne une valeur totale allant de zéro à cinq au maximum. Les valeurs ≥ 2 traduisent une charge socio-familiale considérable. Le FAI est coté par les psychologues externes à partir des informations anamnestiques recueillies.

SSF/SSAMJ

L’échelle des compétences d’autonomie sociale (SSF) mesure la capacité d’autonomie sociale, de 1 (très bonne) à 5 (fortement restreinte). Indépendamment des systèmes de soutien social, la SSF décrit des facteurs comme l’aide sociale, la capacité de travail et le revenu familial tiré de ce travail. La SSAMJ mesure la capacité scolaire et professionnelle des enfants et des jeunes et précise dans quelle mesure un comportement social et des performances adaptés à l’âge peuvent être atteints (Bachler, 2013). La SSF et la SSAMJ sont cotées par les psychologues externes.

GAF/CGAF/GARF

L’échelle d’évaluation globale du fonctionnement, fondée sur le DSM-IV, est souvent employée dans les études de psychothérapie comme mesure du handicap et du dysfonctionnement psychosocial (Saß et al., 2003). Le questionnaire existe en version adulte (GAF) et en version pour les enfants à partir de 4 ans et les adolescents (CGAF). L’échelle d’évaluation globale du fonctionnement relationnel (GARF) évalue le niveau psychosocial du fonctionnement familial par un entretien clinique. Elle couvre trois dimensions : la résolution de problèmes, l’organisation et le climat émotionnel (Stasch et Cierpka, 2006). Les trois questionnaires sont cotés par les psychologues externes.

Échantillon

Calcul de la taille de l’échantillon

Avant le début de l’étude, la taille d’échantillon nécessaire a été calculée. La plus faible taille d’effet dans les recherches antérieures (Bachler et al., 2016) était de d = 0,35. Pour atteindre une puissance de 0,8, il fallait 66 personnes pour obtenir un résultat significatif à un test t bilatéral pour échantillons appariés (α = 0,05). Nous avons décidé de recueillir les données de 90 familles, en raison du taux d’abandon inconnu pendant la période de suivi.

Définition de l’échantillon

L’échantillon a été constitué de façon consécutive : toutes les familles adressées avec une mesure de traitement par l’Office de la jeunesse à partir d’avril 2008 ont été incluses dans l’étude, sauf si elles remplissaient un critère d’exclusion (voir ci-dessous). La probabilité d’inclusion dans l’échantillon aléatoire représentatif était donc la même pour chaque famille, comme l’exige la méthode de sélection à probabilité égale.

Sur les 131 familles contactées pendant la période de l’étude (figure 1), 36 ont été exclues, soit parce qu’il s’agissait de situations relevant uniquement d’une clarification diagnostique (bilan), soit parce que les figures parentales n’avaient pas des compétences linguistiques suffisantes, soit parce que l’enfant avait moins de 4 ans au début du traitement. Trois autres familles ont refusé de donner leur consentement éclairé écrit pour des raisons de protection des données liées à l’Office de la jeunesse. Le traitement de 8 familles a été interrompu prématurément au cours des 24 premières semaines de thérapie. En conséquence, la taille finale de l’échantillon pour les évaluations avant/après le traitement était de 84. Sur ces 84 familles, 48 ont aussi participé au suivi (28 familles ne pouvaient plus être jointes en raison d’un déménagement, et 8 ont refusé de poursuivre la collaboration). Conformément au principe de l’intention de traiter, les familles qui avaient interrompu le traitement après six mois (à long terme) ont néanmoins été incluses dans l’évaluation.

L’ensemble des jeunes relevait de ce qu’on appelle la non-réponse au traitement : chaque jeune avait soit refusé un traitement, soit reçu différentes formes de traitement avec un abandon précoce (au cours des deux premiers mois). Aucun traitement antérieur n’avait été mené à terme de plein gré.

Caractéristiques de l’échantillon

L’âge moyen de l’ensemble des enfants et des jeunes sollicités pour les mesures de suivi était de 10,65 ans (étendue = 4–17 ; médiane = 10,5 ; ET = 3,52), avec 29 filles et 56 garçons, et une durée moyenne de traitement de 28,8 mois (ET = 19,2). L’âge moyen au suivi était de 14,0 ans (étendue = 7–20). Chaque enfant avait reçu un diagnostic de trouble mental (tableau 1), le plus souvent un trouble du comportement et des émotions apparaissant habituellement durant l’enfance et l’adolescence (F90-98 ; CIM-10, 2006). Ces diagnostics ont été codés selon l’entretien parental de Mannheim (MPI) (Esser et al., 1989) en quatre spectres (pourcentages arrondis) : 34 % avaient reçu un diagnostic de trouble dissocial, 26 % de trouble émotionnel, 27 % d’hyperactivité, 6 % d’abus ou de dépendance à l’alcool et aux drogues, et 6 % d’autres diagnostics de la CIM-10 (F84, F95 et F98). Plus de la moitié des enfants (N = 58) présentaient des comorbidités : 31 jeunes relevaient de deux diagnostics et 27 de davantage. La moyenne du score total de la Child Behavior Checklist (CBCL, voir Mesures et tableau 2) était de 48,5 (ET = 23,7). La valeur T transformée (T ≥ 67) de notre échantillon se situe au 95e–98e percentile : seuls 2 % des enfants de la population générale présentent des valeurs aussi élevées. La valeur T se situe près de deux écarts types au-dessus de la moyenne de l’échantillon de référence (valeur T 50, 1 ET = 10), une valeur T supérieure à un écart type représentant le seuil entre santé et pathologie (Achenbach, 1991).

Les figures parentales principales avaient entre 32 et 55 ans (M = 43,6 ; ET = 6,1). Parmi elles, 93,6 % étaient des femmes. Le taux de parents seuls (divorce, veuvage, séparation, vie seule) était de 53,2 %. La proportion de figures parentales principales ayant une maladie mentale était de 63 % (dont 29 à 35 % de troubles de la personnalité, avec un niveau structurel allant de modéré à désintégré).

Les familles présentaient une grande vulnérabilité aux charges socio-familiales : les problèmes sociaux comme la pauvreté et le chômage, mesurés par le FAI (voir Mesures et tableau 2), atteignaient en début de prise en charge M = 2,24. Selon Rutter et Quinton (1977), le seuil d’une « charge socio-familiale significative » est ≥ 2. De même, le fonctionnement social de la famille était faible, comme l’indiquait la GARF (Stasch et Cierpka, 2006).

La thérapie familiale ambulatoire

La méthode de traitement appliquée dans cette étude est la thérapie familiale ambulatoire (TFA), conçue comme une intervention thérapeutique de proximité, orientée vers les troubles, pour les familles aux problèmes multiples. Elle combine des interventions de thérapie familiale structurale (Minuchin et Fishman, 1983), des éléments psychanalytiques de la psychothérapie fondée sur la mentalisation (Fonagy et al., 2006) et la psychothérapie structurale (Rudolf, 2006). La TFA vise à améliorer, chez la figure parentale principale et chez la personne mineure, les capacités intrapsychiques et interpersonnelles relevant de la structure du moi, comme la perception de soi et des autres, la défense et la régulation des affects, l’attachement et la communication (cf. OPD Arbeitskreis 2, 2006, axe IV). Une attention particulière est portée aux compétences parentales générales des figures parentales principales. Le programme intègre les principes du traitement des troubles de la personnalité et de la psychothérapie structurale (visant l’amélioration des compétences relevant de la structure du moi) identifiés par le groupe de travail de la Division 12 de l’APA : une alliance de travail solide, la capacité de la personne thérapeute à réparer les ruptures d’alliance, la collaboration sur les objectifs et un niveau élevé d’activité thérapeutique (Critchfield et Benjamin, 2006). Les thérapeutes de cette étude venaient d’horizons thérapeutiques différents (36 % de thérapie psychodynamique, 29 % de thérapie familiale, 19 % de thérapie cognitivo-comportementale, 16 % d’autres approches) et avaient reçu, selon un cursus, une formation spécifique aux caractéristiques techniques de la TFA. Un manuel décrit la TFA mise en œuvre dans l’étude. Certaines interventions sont obligatoires : (A) favoriser le consensus sur les objectifs et la collaboration en renforçant les attentes envers le traitement et en aidant à résoudre les problèmes, afin de réduire l’impact des facteurs d’adversité ; (B1) un travail ciblé sur l’organisation et les liens, la communication et le climat émotionnel dans les familles ; (B2) un travail ciblé sur des objectifs individuels définis avec les jeunes et les parents ; (C) un processus de clôture, par une diminution progressive de l’intensité et de la fréquence du traitement, pour favoriser l’autonomie des jeunes et le fonctionnement du système familial. Sont en outre importants la réparation de l’alliance, la gestion du contre-transfert et une focalisation interpersonnelle sur l’amélioration des compétences sociales.

Le niveau de directivité et de soutien thérapeutiques est d’abord élevé et multimodal ; la durée et la fréquence du traitement sont adaptatives. Le nombre moyen d’heures de thérapie, dans l’institut comme pour l’échantillon, était de 2,5 à 3 heures par semaine, le plus souvent réparties en deux séances. Une supervision hebdomadaire était assurée par des personnes cliniciennes expérimentées, extérieures à l’équipe de thérapeutes.

Analyse

Les données recueillies ont été analysées avec SPSS 21.0 et Matlab (R2018b). D’abord, deux analyses de variance multivariées à mesures répétées (rMANOVA), avec le lambda de Wilks, ont été réalisées pour évaluer le changement combiné des mesures dans le temps. La première rMANOVA portait sur la différence avant/après, avec toutes les mesures comme variables dépendantes et le temps comme facteur indépendant à deux niveaux (avant/après). La seconde ne portait que sur les sept mesures disposant d’un score de suivi. En tests post hoc, des tests t appariés ont servi à tester les différences significatives entre scores avant et après le traitement, entre scores avant le traitement et au suivi, et entre scores après le traitement et au suivi, pour chacune des mesures. Le seuil de significativité a été fixé à 0,05 pour tous les tests, et l’algorithme du taux de fausses découvertes (FDR) de Benjamini et Hochberg (1995) a été appliqué à l’aide d’une boîte à outils Matlab (Fachada et Rosa, 2018).

La taille d’effet d de Cohen a été calculée pour la différence moyenne entre scores avant et après le traitement, puis divisée par l’écart type commun σ_pooled, selon d = (M_post − M_pre)/σ_pooled. Suivant Morris et DeShon (2002), l’écart type commun a été calculé en rapportant les écarts types des valeurs avant et après le traitement (σ_pre et σ_post) à leur corrélation r_pre/post :

σ_pooled = [σ_pre √(2(1 − r_pre/post)) + σ_post √(2(1 − r_pre/post))] / 2.

Les changements fiables ont été analysés par la méthode de l’indice de changement fiable (RCI ; Wise, 2004), selon RCI = (M_pre − M_post) / (σ_pre √(2(1 − α))), où α est la fidélité de la mesure (α de Cronbach). Avec un critère de 5 %, un RCI ≥ 1,96 ou ≤ −1,96 identifiait ainsi les cas ayant changé de façon fiable (p < 0,05).

Toutes les variables de la Child Behavior Checklist ont été exprimées en normes T fondées sur des normes allemandes.

Résultats

Analyse préliminaire

Nous avons d’abord cherché s’il existait des différences entre les familles disponibles pour le suivi (N = 48) et les autres (N = 37). Les deux groupes ne différaient pas significativement en âge, en genre, en collaboration, en comportement de l’enfant (score CBCL) ni sur aucun des autres scores de changement avant/après, que ce soit au début du traitement ou dans la différence avant/après. Seule la durée de traitement différait significativement entre les deux groupes : les familles participant au suivi avaient eu une durée de traitement nettement plus courte, de 24,9 mois contre 34 mois pour les familles non participantes [F(1,83) = 4,92 ; p = 0,029]. En outre, le test de Levene n’a montré aucune violation de l’homogénéité (sauf pour les scores de différence de la SSAMJ), ce qui suggère l’absence de différences structurelles entre les deux groupes. Dans l’ensemble, les résultats suggèrent que le groupe sorti de l’étude ne différait pas systématiquement du groupe de suivi.

Améliorations pendant le traitement et au suivi

La MANOVA à mesures répétées des scores avant/après était significative [F(13,32) = 13,14, Λ = 0,16, p = 0,001, η² = 0,84], ce qui suggère une différence sur l’ensemble des variables dépendantes. La rMANOVA des variables disposant de scores de suivi a aussi révélé un changement significatif dans le temps [F(14,10) = 6,28, Λ = 0,10, p = 0,003, η² = 0,90]. En conséquence, des tests t appariés ont été menés pour déterminer quelles variables changeaient significativement et, pour la rMANOVA avec scores de suivi, à quel moment les changements significatifs se produisaient.

Comme le montre le tableau 2, toutes les mesures se sont significativement améliorées pendant le traitement (avant vs après), avec des tailles d’effet généralement élevées (d de Cohen, M = 1,04 ; étendue = 0,34–2,18). Les tailles d’effet les plus élevées concernaient les trois OTI (d = 2,1–2,2). Sans les OTI, la taille d’effet moyenne restait de d = 0,70. Fait important, les améliorations se sont même poursuivies après le traitement : la comparaison des scores d’avant le traitement avec ceux du suivi montre un effet thérapeutique maintenu et consolidé, la taille d’effet moyenne entre l’avant et le suivi passant à d = 0,73 (sans les OTI). En comparant les mesures de résultats après le traitement avec les scores du suivi, deux variables, le fonctionnement global de la figure parentale et le FAI, ont même montré une seconde amélioration significative [GAF : t(46) = −3,6 ; p < 0,001 ; FAI : t(46) = 4,8 ; p < 0,001]. La figure 2 résume les résultats des principales mesures, en présentant les scores mis à l’échelle avant le traitement, après le traitement et au suivi.

Même si le score total de la CBCL (après le traitement vs suivi) n’a pas montré de nouvelle amélioration significative après le traitement, le tableau 3 montre que les valeurs des sous-échelles « troubles de l’attention » et « comportement agressif » ont continué de diminuer significativement pendant les trois ans de suivi. La sous-échelle « plaintes somatiques » a augmenté significativement pendant la période de suivi. Les plaintes somatiques ne se sont toutefois pas aggravées par rapport au score d’avant le traitement.

Le développement des enfants et des jeunes a été évalué par trois échelles, la CGAF, le MPI et la CBCL. Alors que la CGAF repose sur une évaluation externe, les deux autres mesures sont autoévaluées (ou évaluées par les parents). Contrairement aux résultats de recherches antérieures (Minami et al., 2007), nous n’avons pas obtenu de tailles d’effet plus élevées pour les questionnaires autorapportés (d = 0,67 pour le MPI et d = 0,86 pour la CBCL) que pour la CGAF évaluée de l’extérieur (d = 0,86).

Changements cliniquement pertinents

Pour vérifier si les changements décrits ci-dessus étaient aussi cliniquement pertinents, l’indice de changement fiable (RCI) a été calculé pour les quatre mesures principales : CBCL, GAF, CGAF et GARF. Les pourcentages correspondants de personnes améliorées et rétablies figurent au tableau 4. Les scores ayant changé de plus de 1 ET ont été classés comme « amélioration », les changements supérieurs à −1 ET comme « détérioration », et les valeurs comprises entre −1 et 1 ET comme « inchangé ».

Le score de détérioration était faible pour tous les paramètres cliniques (étendue : 0–4,3 %), et toutes les variables ont montré de nouvelles améliorations pendant la période de suivi. Le fonctionnement global des figures parentales (GAF) présentait le pourcentage le plus élevé de « statut inchangé » pendant la période de traitement (91 %), tandis que le taux d’enfants et de jeunes inchangés était nettement plus faible (CGAF, 76 %). Cela suggère un impact plus fort de la TFA sur les jeunes que sur leurs figures parentales. Le taux d’amélioration le plus élevé concernait le fonctionnement relationnel des familles (GARF, 26 % d’inchangés).

Surtout, aucune détérioration n’a été observée chez les enfants et les jeunes pendant la période de suivi. Parmi les jeunes ayant interrompu unilatéralement des traitements antérieurs (non-réponse), 45,8 % ont connu une amélioration cliniquement significative et durable du score total de la CBCL et de la CGAF (avant vs suivi à trois ans) dans le cadre de la TFA.

Discussion

Cette étude apporte la preuve de changements statistiquement (p), pratiquement (d) et cliniquement (RCI) significatifs des variables liées aux symptômes et aux compétences chez les jeunes et les figures parentales des FPM, avec des effets durables à long terme sur la période de suivi de trois ans.

Amélioration des figures parentales, du système familial et de la santé mentale des enfants (évaluation externe)

Au début du traitement, le fonctionnement relationnel (GARF) des familles était à un niveau très bas (M = 24,1). La taille d’effet du traitement (avant vs après) était élevée (d = 1,19), bien au-dessus de la taille d’effet de d = 0,87 rapportée par Zander et al. (2001). Le score après le traitement restait toutefois dans la zone dysfonctionnelle. Fait important, le fonctionnement relationnel au sein de la famille a continué de s’améliorer après le traitement, pour aboutir à un score de suivi sans particularité (M = 41,0). Cela montre une amélioration forte et durable du fonctionnement familial (améliorations liées aux compétences en résolution de problèmes, en organisation familiale et en climat émotionnel), qui a une valeur préventive pour le développement ultérieur de la fratrie et de la famille dans son ensemble.

Ces changements pourraient être liés à la santé psychologique des figures parentales (GAF), qui s’est améliorée avec une taille d’effet élevée (d = 0,52), de 59,9 à 68,0, atteignant presque le seuil de santé (70,0) après le traitement. Après trois ans, les scores de compétence des figures parentales se situaient dans la zone des adultes en bonne santé. La GAF exerce une importante fonction médiatrice, fondée sur le lien, à l’égard du fonctionnement relationnel (GARF) et de la santé mentale des enfants (GAF). Les parents dont le fonctionnement de la personnalité est faible présentent des déficits importants de compétences, pertinents du point de vue de la vulnérabilité (Bornstein et Bradley, 2003). Dans une analyse par appariement sur score de propension sur 19 mois, Mötteli et al. (2018) ont constaté chez des adultes ayant une maladie mentale, en traitement à domicile, une évolution de la GAF de 41 à 67. L’amélioration de la santé mentale de la figure parentale était liée à une amélioration modérée de l’autonomie de la famille (SSF), c’est-à-dire de la capacité de travail de la figure parentale. Les interactions complexes entre santé psychologique des figures parentales, fonctionnement familial et santé mentale des enfants et des jeunes appellent de nouvelles recherches empiriques.

Dans un échantillon du même institut ayant reçu le même traitement (début du traitement en 2009, fin en 2013, N = 376, Bachler et al., 2016), les tailles d’effet (d de Cohen) entre l’avant et l’après le traitement étaient : CP = 0,46 (0,67) ; VH = 0,53 (0,51) ; OTI = 1,45 (1,46) ; FAI = 0,35 (0,45) ; MPI = 0,47 (0,81) ; GAF = 0,52 (0,52) ; CGAF = 0,86 (0,87) ; GARF = 0,70 (1,04). Les tailles d’effet de l’étude présentée ici figurent entre parenthèses. L’échantillon de l’autre groupe avait été défini de la même manière : de façon aléatoire et consécutive (toutes les familles adressées avec une mesure de traitement par l’Office de la jeunesse à partir d’avril 2008 ont été incluses dans cette étude), et avec les mêmes critères d’exclusion que la présente étude, mais aucune donnée de suivi n’est disponible pour ce groupe.

Dans l’ensemble, l’amélioration générale de la famille se traduit par la diminution des facteurs de risque familiaux : le FAI, qui regroupe de multiples adversités psychosociales comme la désharmonie familiale chronique, le faible statut socio-économique, un logement exigu, la criminalité parentale et le trouble mental de la figure parentale principale, a nettement diminué. Les tailles d’effet les plus élevées concernaient les OTI (d = 2,1–2,2), ce qui confirme une fois de plus l’importance d’un traitement personnalisé (Schiepek et al., 2016).

De même, l’amélioration des capacités sociales, scolaires et professionnelles des enfants (SSAMJ) est essentielle pour le travail thérapeutique et la réussite à l’école et au travail, et conduit à une plus grande mobilité sociale (Lund et al., 2011).

Amélioration de la santé mentale des enfants (autoévaluation)

Les comportements problématiques des enfants (valeur CBCL) du groupe mixte de notre étude étaient cliniquement significatifs avant le traitement, tandis que la valeur après le traitement se situait presque dans la norme. Notre étude montre des tailles d’effet moyennes à élevées pour les troubles extériorisés (qui regroupent les sous-échelles problèmes sociaux, comportement dissocial et comportement agressif). Ces changements sont particulièrement importants, car Bellani et al. (2012) ont montré l’association entre troubles extériorisés chez la personne mineure et troubles des axes I et II à l’âge adulte. Même les trois sous-échelles du profil de dysrégulation de la CBCL (CBCL-DP), qui comprend anxiété/dépression, troubles de l’attention et comportement agressif, se sont améliorées avec une taille d’effet moyenne. Holtmann et al. (2011) ont montré que les scores CBCL-DP ne sont pas seulement des symptômes pédiatriques, mais constituent aussi un marqueur précoce de risques développementaux et de déficits persistants de l’affect, de l’autorégulation, du comportement social, ainsi que de suicidalité. Des études transversales apportent de solides preuves empiriques de taux accrus d’enfants ayant un CBCL-DP qui souffrent, 24 ans plus tard à l’âge adulte, de troubles anxieux, de l’humeur, de la personnalité et du comportement perturbateur, ainsi que d’une altération marquée, de suicidalité et de multiples diagnostics du DSM-IV (Reef et al., 2011). Le rapport de cotes est de 11,6 pour la probabilité que des enfants ayant un CBCL-DP élevé abusent de drogues et souffrent de troubles psychiatriques sévères (Althoff et al., 2010 ; Bellani et al., 2012).

Le score des symptômes psychiatriques des enfants (MPI) a aussi montré une nette amélioration, avec une taille d’effet moyenne (d = 0,67). Les scores du MPI et de la CBCL indiquent des améliorations durables des compétences des jeunes. C’est d’une grande importance, car cela permet d’interrompre le schéma transgénérationnel d’une parentalité dysfonctionnelle.

Significativité pratique et clinique des améliorations

Les revues et méta-analyses d’études sur les résultats de la psychothérapie montrent que 5 à 10 % des personnes en psychothérapie connaissent une aggravation de leurs symptômes, et que 15 à 25 % ne présentent pas d’amélioration cliniquement significative (Stulz et al., 2007). Dans une étude portant sur 1 776 personnes, Jacobi et al. (2011) ont montré des taux d’aggravation de 0,8 à 4,3 % et une valeur de fin de traitement à forte symptomatologie (M_pre + ≤ 1 ET) indiquant une « absence de changement » chez 11,2 % des personnes. Dans notre étude, nous avons calculé le RCI pour les quatre variables les plus importantes (CBCL, GAF, CGAF et GARF). Toutes ont montré des améliorations cliniques considérables après le traitement chez les personnes participantes. Le taux de détérioration après le traitement n’était pas plus élevé qu’en psychothérapie ambulatoire (Jacobi et al., 2011), mais 29,2 à 61,7 % des cas restaient inchangés. Cela indique des effets différenciés de la TFA selon les sous-groupes de FPM, comme l’ont montré des recherches antérieures (Bachler et al., 2017).

La comparaison des tailles d’effet de notre étude avec différentes études sur le traitement multisystémique (MST) et la thérapie familiale multidimensionnelle (MDFT) montre ceci : les traitements ambulatoires de type TFA dans le champ de la psychiatrie de l’enfant et de l’adolescent, comme la MST ou la MDFT, présentent des tailles d’effet faibles à moyennes, de d = 0,55 (MST, Curtis et al., 2004) ou de d = 0,27–0,77 (MDFT, Liddle et al., 2009). Les comparaisons avant/après de notre étude montrent des tailles d’effet moyennes à élevées, avec une moyenne de d = 1,04 et une étendue de d = 0,34–2,18, nettement supérieures à celles rapportées pour la MST et la MDFT. Même sans les OTI, dont les tailles d’effet étaient nettement plus élevées que celles des autres variables, la taille d’effet moyenne de d = 0,7 se situait encore dans le haut de l’étendue rapportée par Liddle et al. (2009).

La durabilité des effets du traitement

Par rapport à ces interventions thérapeutiques, le traitement de notre étude comporte moins de séances par semaine, mais une durée plus longue. Alors que la MST et la MDFT comptent en moyenne 40 séances, les familles de notre étude ont reçu en moyenne 115 séances (ET = 19,2) sur une période moyenne de 28,8 mois. Cela pourrait indiquer des effets du traitement liés à sa durée et à son dosage plus importants. Lindfors et al. (2015) ont d’ailleurs montré que la thérapie de longue durée produisait des scores de résultats plus élevés et plus persistants, avec davantage de changements de la structure du moi, que la thérapie de courte durée. Knekt et al. (2017) ont aussi montré que la thérapie de longue durée était plus efficace pour les personnes dont le fonctionnement de la personnalité est de bas niveau. La durée de la thérapie compte lorsqu’il s’agit d’effets structurels : Bozzatello et Bellino (2016) ont montré que les effets structurels d’une thérapie ambulatoire des troubles de la personnalité persistaient pendant la période de suivi après la fin de la thérapie. Cet effet à long terme s’observe aussi sur toutes nos variables, et même, pour la GAF, le FAI et deux sous-échelles de la CBCL, avec de nouvelles améliorations significatives.

Limites

L’étude n’est pas un essai contrôlé randomisé, mais suit un devis naturaliste. Au sens strict, cela nous empêche donc de proposer des interprétations causales sur l’efficacité du traitement. L’objectif principal était toutefois d’évaluer si l’effet du traitement se prolongeait, c’est-à-dire si les effets ne disparaissaient pas une fois le traitement terminé. Si des groupes contrôles « placebo » ou « sans traitement » ne semblent pas justifiables éthiquement dans ce contexte, les études futures devraient au moins inclure un groupe contrôle « liste d’attente » pour confirmer l’hypothèse d’une « absence de changement » sans traitement, implicite dans nos analyses.

Nous avons tenté d’appliquer une analyse en intention de traiter plutôt qu’une analyse des seuls cas ayant terminé le traitement, mais cela n’a pas été possible, car huit familles avaient interrompu unilatéralement le traitement et n’étaient plus disponibles pour l’évaluation. Nous avons néanmoins inclus toutes les familles qui avaient reçu un traitement pendant au moins 24 semaines.

Il pourrait en outre exister un biais de confirmation dans les données, même si les thérapeutes ne connaissaient pas les hypothèses de l’étude. Nous avons tenté de le réduire encore en confiant le recueil des données de la plupart des variables à des psychologues externes.

Conclusion

Notre étude montre que des traitements adaptatifs, orientés vers les troubles, peuvent obtenir des changements durables dans les FPM, réputées « difficiles à atteindre ». Les données montrent en outre que même les jeunes en situation de non-réponse peuvent bénéficier d’un traitement réussi, quelles que soient les caractéristiques antérieures au traitement, comme un faible statut socio-économique, un faible niveau de fonctionnement de la personnalité (syndrome de dysrégulation de la CBCL) et une interruption unilatérale antérieure du traitement.

La présente étude contribue à la recherche sur l’« aptitude au traitement » ou l’« adéquation » (Norcross, 2011) et cherche à améliorer l’indication adaptative (individualisation du traitement en psychothérapie) des « traitements sur mesure » pour les FPM. Klein et al. (2003) ont montré qu’il est difficile de modifier les troubles combinés du comportement social et les comportements dissociaux marqués dans le cadre résidentiel de l’aide à la jeunesse. Les études d’efficacité signalent aussi les faibles tailles d’effet du traitement psychothérapeutique des enfants et des jeunes présentant des symptômes extériorisés ou dissociaux combinés et multimorbides (Cincaya et al., 2011). Des traitements multimodaux intégrés, de grande qualité de structure et de processus, peuvent combler cette lacune de l’offre de soins, en particulier pour les personnes suivies, les jeunes et les familles au fonctionnement de bas niveau, et obtenir des tailles d’effet moyennes à élevées ainsi que des effets de suivi durables et importants.