Introduction

Certaines personnes thérapeutes obtiennent-elles de meilleurs résultats que d’autres avec les personnes qu’elles suivent et, si oui, quels facteurs pourraient expliquer ces différences entre thérapeutes ? Cette question retient de plus en plus l’attention de la recherche en psychothérapie, et plusieurs études indiquent effectivement une variabilité importante entre thérapeutes dans l’explication des résultats du traitement (Crits-Cristoph, & Mintz, 1991 ; Huppert et al., 2001 ; Zuroff et al., 2010). Des études antérieures ont indiqué que la mesure dans laquelle les thérapeutes parviennent à construire des alliances pourrait être un facteur important pour expliquer la variabilité de la réussite thérapeutique d’une personne thérapeute à l’autre (Baldwin et al., 2007 ; Zuroff et al., 2010).

L’alliance est généralement définie comme une relation professionnelle entre une personne thérapeute et la personne qu’elle suit, faite d’un lien émotionnel et d’un accord sur les objectifs et les tâches qui doivent être au centre du traitement (Bordin, 1979 ; Elvins, & Green, 2008). Elle s’est révélée contribuer de façon significative aux résultats de la psychothérapie chez les adultes, les jeunes et les familles (Flückiger et al., 2018 ; Murphy & Hutton 2018 ; Welmers-van de Poll et al., 2018). Plusieurs études ont toutefois montré que les thérapeutes diffèrent nettement dans leur capacité à construire des alliances avec les personnes suivies (Dinger et al., 2008 ; Nissen-Lie et al., 2010). Repérer les caractéristiques et les comportements des thérapeutes qui contribuent à de meilleures alliances peut donc être une étape importante pour mieux comprendre les différences d’efficacité thérapeutique d’une personne thérapeute à l’autre. Dans cet article, nous cherchons à étudier la contribution des comportements de construction de l’alliance observés chez les thérapeutes, de leur personnalité et de leurs années d’expérience clinique à l’alliance dans un traitement familial à domicile.

Les alliances dans le traitement familial

Dans le traitement familial conjoint, construire des alliances est complexe pour plusieurs raisons. D’abord, la personne thérapeute développe simultanément plusieurs alliances avec différents membres de la famille, qui ont souvent des besoins et des attentes différents, voire contradictoires, envers le traitement et envers elle. Ensuite, les membres de la famille s’observent et s’influencent mutuellement dans leurs alliances avec la personne thérapeute. Sachant que leur partenaire, leur père, leur mère ou leurs enfants les observent, les membres de la famille peuvent donc ne pas se sentir en sécurité et hésiter à faire preuve d’ouverture et de coopération avec la personne thérapeute (Friedlander et al., 2006a). Une dernière complexité de la construction des alliances en traitement familial tient au fait que le résultat du traitement dépend non seulement du lien et de la collaboration de chaque membre de la famille avec la personne thérapeute, mais aussi de la mesure dans laquelle les membres de la famille forment une alliance entre eux, ce que l’on appelle aussi l’alliance intrasystème (Pinsof & Catherall 1986) ou le sentiment partagé d’un objectif au sein de la famille (Escudero et al., 2008 ; Friedlander et al., 2006a, 2006b ; Isserlin, & Couturier 2012).

Afin d’intégrer ces complexités systémiques dans un modèle global de l’alliance en thérapie familiale, Friedlander et al. (2006a) ont élaboré le System for Observing Family Therapy Alliances (SOFTA). Ce système d’évaluation repose sur un modèle de l’alliance en quatre domaines : deux domaines d’alliance individuelle, qui reflètent (a) les éléments d’objectifs et de tâches (Engagement dans le processus thérapeutique) et (b) les éléments de lien de l’alliance (Connexion émotionnelle avec le thérapeute), à l’image de la définition de l’alliance proposée par Bordin (1979) pour la psychothérapie individuelle. Les deux autres domaines concernent des aspects systémiques de l’alliance propres au traitement familial conjoint, à savoir (c) la Sécurité au sein du système thérapeutique, qui renvoie au fait que les membres de la famille vivent le cadre thérapeutique comme un lieu sûr, où il est possible de prendre des risques, de faire preuve d’ouverture et de souplesse et de gérer les conflits familiaux sans risque de préjudice, et (d) le Sentiment partagé d’un objectif au sein de la famille, c’est-à-dire l’accord et la coopération entre les membres de la famille autour d’objectifs communs (Friedlander et al., 2006a).

Plusieurs études qui utilisent le SOFTA pour observer les comportements des personnes suivies soulignent l’importance du sentiment de sécurité des membres de la famille et de leur sentiment partagé d’un objectif pour favoriser des résultats positifs en thérapie familiale (par exemple Escudero et al., 2008 ; Friedlander et al., 2008b ; Isserlin & Couturier, 2012 ; Sotero et al., 2018). En outre, les résultats d’une méta-analyse récente sur le lien entre alliance et résultats en thérapie de couple et de famille indiquent que les aspects de l’alliance typiques du traitement systémique, comme la sécurité au sein du système thérapeutique ou le sentiment partagé d’un objectif au sein de la famille, prédisent mieux les résultats que les alliances individuelles avec la personne thérapeute, même lorsque ces alliances individuelles de plusieurs membres de la famille sont moyennées pour mesurer une alliance à l’échelle de l’unité familiale (Friedlander et al., 2018). Cela indique que les résultats des études sur la contribution des thérapeutes à l’alliance en thérapie individuelle ne peuvent pas simplement être généralisés au traitement familial, ce qui souligne l’importance d’une approche systémique de l’alliance dans la pratique et la recherche en thérapie familiale. Les études qui examinent la contribution des thérapeutes à l’alliance dans le traitement familial systémique restent pourtant rares (Sotero et al., 2017).

Les comportements de construction de l’alliance chez les thérapeutes

Le comportement des thérapeutes observé en séance pourrait contribuer de façon importante à l’alliance, comme l’ont montré plusieurs études en thérapie individuelle des jeunes (Creed & Kendall 2005 ; Fjermestad et al., 2020 ; Ovenstad et al., 2020). Pour le traitement familial conjoint, en revanche, les études sur les comportements de construction de l’alliance sont rares. Diamond et al. (1999) ont examiné dix situations de jeunes en thérapie familiale multidimensionnelle (MDFT) dont l’alliance était initialement faible, et ont comparé cinq situations améliorées à cinq situations non améliorées. Dans les situations améliorées, les thérapeutes se présentaient davantage comme un soutien pour les jeunes, prêtaient attention à leur expérience et formulaient des objectifs porteurs de sens à titre personnel. Dans une étude comparable sur l’alliance avec des jeunes, menée dans un cadre espagnol de thérapie familiale brève, Muñiz de la Peña et al. (2012) ont constaté que les thérapeutes présentaient nettement plus de réponses compétitives dans les séances où l’alliance était faible. La réponse compétitive traduit l’opposition de deux personnes qui se parlent sur la question de savoir qui a le contrôle dans leur relation ; elle se manifeste par exemple par le fait de ne pas répondre à une question ou d’interrompre l’autre lorsqu’il ou elle change de sujet (Muñiz de la Peña et al., 2012). Dans la même étude, les situations où l’alliance s’améliorait montraient une diminution des réponses compétitives de la personne thérapeute. Bien que ces deux études portent sur la thérapie familiale, il leur manquait une approche systémique de l’alliance, puisqu’elles n’examinaient que les alliances individuelles avec les jeunes.

Deux autres études de cas observationnelles en thérapie familiale, qui examinent les alliances avec la famille, décrivent comment les alliances se sont améliorées lorsque la personne thérapeute (a) expliquait les raisons qui justifiaient d’introduire de nouveaux objectifs et de nouvelles tâches, (b) favorisait des liens émotionnels avec chaque membre de la famille, par exemple en rassurant et en manifestant de l’empathie, (c) se centrait sur les expériences partagées des membres de la famille et sur les objectifs convenus, et (d) investissait fortement dans le sentiment de sécurité des membres de la famille pendant les séances (Escudero et al., 2012 ; Friedlander et al., 2014). Si elles éclairent utilement les bonnes pratiques de construction et de réparation de l’alliance en thérapie familiale, ces deux études de cas n’ont pas testé statistiquement le lien entre les comportements de construction de l’alliance et l’alliance. L’effet des comportements observés des thérapeutes sur les alliances en thérapie familiale reste donc incertain.

Personnalité et expérience clinique

Outre les comportements observables des thérapeutes, des caractéristiques individuelles relativement stables pourraient influencer les processus d’alliance. Deux revues d’études sur la contribution des thérapeutes à l’alliance en psychothérapie individuelle ont indiqué que la chaleur, la fiabilité, la souplesse, l’intérêt, la vigilance, la détente, la confiance en soi et le respect sont des caractéristiques des thérapeutes associées à une alliance plus forte (Ackerman & Hilsenroth 2003), tandis que la rigidité, la distance, la tension, l’incertitude, le centrage sur soi et l’attitude critique sont associés à des alliances plus faibles (Ackerman & Hilsenroth 2001). Peu d’études ont cependant examiné de façon approfondie les liens entre les caractéristiques individuelles stables (de personnalité) des thérapeutes et l’alliance et, à notre connaissance, il n’en existe aucune pour le traitement familial conjoint.

Un modèle bien validé pour décrire les caractéristiques de personnalité des thérapeutes est le modèle de personnalité en cinq facteurs (Chapman et al., 2009 ; McCrae & Costa 1987). Ce modèle distingue le névrosisme, l’extraversion, l’ouverture à l’expérience, l’agréabilité et la conscienciosité comme cinq grands domaines de la personnalité (McCrae & Costa 1987). Le névrosisme est susceptible de nuire à la capacité des thérapeutes à construire des alliances solides, puisqu’il renvoie à l’instabilité émotionnelle et à l’anxiété, au manque de confiance en soi et à la tension plutôt qu’à la détente (Hoekstra & De Fruyt 2014). On a montré que le névrosisme nuit plus généralement à la performance au travail (Lado & Alonso 2017), ainsi qu’à la qualité des relations intimes et sociales (par exemple Karney & Benjamin 1995 ; Lopes et al., 2003 ; Schaffhuser et al., 2014). Dans une étude récente, où l’on demandait aux personnes suivies de décrire la personnalité idéale d’une personne thérapeute, un faible névrosisme et une forte conscienciosité étaient particulièrement appréciés (Russell et al., 2020). La conscienciosité renvoie à l’orientation vers les objectifs, au sens de l’organisation, à l’ambition, à la discipline et à la fiabilité (Hoekstra & De Fruyt 2014), ce qui a un effet positif sur la performance au travail (Barrick & Mount, 1991 ; Lado & Alonso 2017). La revue d’Ackerman et Hilsenroth (2003) indiquait que la fiabilité des thérapeutes était associée à des alliances plus fortes, ce qui appuie l’hypothèse d’un effet positif de la conscienciosité des thérapeutes sur l’alliance. Une étude récente sur le style personnel et les dimensions de personnalité de thérapeutes pratiquant la thérapie individuelle, de groupe ou familiale a toutefois montré que la conscienciosité réduisait la proximité émotionnelle des thérapeutes avec les personnes suivies, ce qui pourrait entraver la construction d’une alliance solide (Casari et al., 2019).

Les trois autres domaines du modèle des Big Five représentent tous des traits susceptibles d’avoir un effet positif sur l’alliance. Les personnes extraverties apprécient les interactions sociales et ont tendance à être chaleureuses (Hoekstra & De Fruyt 2014), et la qualité perçue de leurs relations sociales est plus élevée (Lopes et al., 2003). L’agréabilité renvoie à l’empathie, à la confiance, à la sincérité et à la sollicitude (Hoekstra & De Fruyt 2014), et elle est associée à moins de conflits dans les relations sociales (Assendorpf & Wilpers 1998). Enfin, plus l’ouverture à l’expérience des thérapeutes est grande, plus leur souplesse, leur curiosité et leur ouverture aux valeurs différentes des autres le sont aussi (Hoekstra & De Fruyt 2014). Cela peut aider les personnes suivies à se sentir davantage acceptées, ce qui peut à son tour renforcer le lien thérapeutique.

Chapman et al. (2009) ont utilisé le modèle de personnalité en cinq facteurs (FFP) pour étudier le lien entre la personnalité de thérapeutes en formation à la psychothérapie individuelle et l’alliance, dans un échantillon de 34 thérapeutes en formation et de 64 personnes suivies. Trois des domaines du FFP étaient associés à l’alliance. Les thérapeutes en formation très névrotiques recevaient de meilleures évaluations de l’alliance de la part des personnes suivies, mais rapportaient pour leur part des alliances plus faibles. Les thérapeutes en formation très agréables rapportaient aussi des alliances plus faibles, ce qui n’était pas le cas dans les évaluations des personnes suivies. Enfin, un niveau plus élevé d’ouverture chez les thérapeutes en formation était associé à des évaluations de l’alliance moins positives de la part des personnes suivies. Chapman et al. ont expliqué ces résultats un peu surprenants par le faible niveau de névrosisme et le niveau élevé d’ouverture et d’agréabilité de leur échantillon de thérapeutes en formation, comparés aux normes nationales. Un névrosisme plus bas et une agréabilité et une ouverture plus élevées représentaient donc des niveaux extrêmes de ces traits, ce qui pourrait notamment expliquer leur effet négatif sur l’alliance. À la lumière de ces résultats, il est intéressant de mentionner une étude de Delgadillo et al. (2020), qui a montré que des personnes anxieuses et déprimées traitées individuellement par des psychologues à l’agréabilité et à l’ouverture plus élevées obtenaient de moins bons résultats thérapeutiques. Il faut noter que les moyennes des thérapeutes sur ces dimensions dépassaient les normes nationales.

Si les traits de personnalité des thérapeutes peuvent aider ou freiner la création d’un lien et une collaboration efficace avec les personnes suivies, l’expérience clinique pourrait aider les thérapeutes à développer les compétences interpersonnelles qui ne leur viennent pas naturellement. En thérapie familiale en particulier, les compétences nécessaires pour équilibrer des alliances multiples et renforcer les aspects systémiques de l’alliance sont complexes, et pourraient donc bénéficier d’une longue expérience clinique. À notre connaissance, aucune étude n’a examiné l’effet de l’expérience clinique des thérapeutes sur les alliances dans le traitement familial conjoint. Les études antérieures portant sur d’autres formes de thérapie donnent des résultats contrastés. Par exemple, Mallinckrodt et Nelson (1991) ont constaté que les thérapeutes ayant de l’expérience après leur diplôme avaient des alliances plus fortes avec les personnes suivies que les thérapeutes en formation, en début comme en fin de cursus. Hersoug et al. (2009) ont constaté que, dans une psychothérapie de longue durée, les thérapeutes ayant plus d’expérience évaluaient l’alliance plus bas. Une autre étude, portant sur un échantillon plus large de thérapeutes, n’a toutefois trouvé aucun effet des années d’expérience clinique sur l’alliance (Dunkle & Friedlander 1996). Ces résultats ambigus montrent l’intérêt d’approfondir l’étude du rôle de l’expérience clinique des thérapeutes dans la construction des alliances.

La présente étude

Cette étude visait à examiner la contribution des comportements de construction de l’alliance observés chez les thérapeutes, de leur personnalité et de leur expérience clinique à l’alliance, dans un traitement familial à domicile pour des problèmes de jeunes. Les données empiriques suggèrent que le point de vue des personnes suivies sur l’alliance est celui qui prédit le mieux les résultats (Horvath et al., 2011). Plusieurs études appuient toutefois aussi la valeur prédictive des évaluations des thérapeutes (De Greef et al., 2018b ; Flückiger et al., 2018 ; Zilcha-Mano et al., 2015). En outre, c’est la personne thérapeute qui a la responsabilité de conduire le processus thérapeutique, y compris la construction des alliances et la réparation des alliances problématiques lorsqu’elles surviennent (Hartmann et al., 2015). Dans cette étude, nous avons donc cherché à prédire à la fois l’expérience de l’alliance des membres de la famille et celle des thérapeutes. Parce que nous nous intéressions à l’alliance comme processus dynamique qui se développe dans le temps (Horvath, 2011 ; Welmers-van de Poll et al., 2018), nous avons étudié l’alliance à mi-traitement, en tenant compte des effets possibles du comportement des thérapeutes et de l’alliance en début de traitement.

Nous avons fait l’hypothèse que la personnalité des thérapeutes, leur expérience clinique et leurs comportements observés de construction de l’alliance seraient significativement associés à l’alliance à mi-traitement rapportée par les membres de la famille et par les thérapeutes. Plus précisément, nous attendions que l’extraversion, l’ouverture à l’expérience et l’agréabilité des thérapeutes prédisent positivement la qualité de l’alliance, et le névrosisme négativement. Les résultats antérieurs sur la conscienciosité (et les traits qui s’y rattachent) comme sur les années d’expérience clinique étant incohérents, nous n’avons pas formulé d’hypothèse sur le sens de leur lien avec l’alliance. Enfin, nous attendions que les comportements observés d’engagement, de connexion émotionnelle, de sécurité et de sentiment partagé d’un objectif chez les thérapeutes prédisent des évaluations plus positives de l’alliance à mi-traitement.

Méthode

Participants et traitement

L’échantillon comprenait 77 parents (n = 54 mères ou belles-mères, n = 23 pères ou beaux-pères) et 21 enfants issus de 57 familles. L’âge moyen de l’enfant pour qui le traitement avait été indiqué était de 10 ans (ET = 4,4, étendue 0–16,7). L’âge moyen des enfants participant à l’étude était de 11,7 ans (ET = 2,7, étendue 5–16), et celui des parents de 39 ans (ET = 7,8, étendue 25–55). L’étude a été menée aux Pays-Bas, et la plupart des personnes participantes étaient nées aux Pays-Bas. Dans 3 familles, l’un des parents ou les deux étaient nés dans un pays occidental autre que les Pays-Bas, et dans 4 familles, l’un des parents ou les deux étaient nés dans un pays non occidental. Les familles participantes bénéficiaient d’un traitement familial à domicile pour des problèmes de jeunes, appelé Intensieve Pedagogische Thuishulp (IPT, Van der Steege, 2007). Elles étaient suivies par 33 membres du personnel IPT (12 % d’hommes ; âge moyen M = 42,7, ET = 9,3), que l’on désignera ci-après comme « thérapeutes ». Toutes ces personnes thérapeutes avaient un diplôme de niveau licence (ou post-licence) dans le champ du travail social et, en moyenne, 8,4 années d’expérience clinique (ET = 4,7). Chaque thérapeute suivait de 1 à 6 familles (M = 1,73, ET = 1,15).

L’Intensieve Pedagogische Thuishulp (IPT, Van der Steege, 2007) désigne aux Pays-Bas un traitement familial à domicile destiné aux familles confrontées à des problèmes complexes de comportement de l’enfant et de parentalité. La plupart des familles rencontrent aussi des difficultés dans d’autres domaines, comme des problèmes financiers, une psychopathologie parentale ou l’absence d’un réseau social de soutien. Un principe important du traitement est qu’un traitement efficace des problèmes des jeunes ne peut pas être proposé à un enfant isolé de ses parents et des autres membres de la famille, et qu’il est de préférence proposé dans le cadre de vie quotidien de l’enfant (Van der Steege, 2007). Le traitement adopte donc une approche systémique et se déroule au domicile de la famille. Il se caractérise en outre par une approche orientée vers les solutions et vers le renforcement du pouvoir d’agir, centrée sur l’amélioration des compétences parentales et le renforcement du soutien social. Pendant le traitement, une personne de l’équipe IPT se rend au domicile de la famille une ou deux fois par semaine, ou une fois toutes les deux semaines, selon les besoins de la famille et la phase du traitement. Les familles de cette étude ont bénéficié de l’IPT pendant 50 semaines en moyenne (ET = 30,2 ; médiane = 45,5 ; étendue 12–168), la majorité d’entre elles (80 %) recevant un traitement d’une durée comprise entre 14 et 78 semaines.

Mesures

Working Alliance Inventory, forme courte (WAI-s)

Pour évaluer l’alliance, nous avons utilisé la forme courte du Working Alliance Inventory (WAI-s ; Horvath & Greenberg, 1989 ; Killian et al., 2017). Les 12 items de ce questionnaire (par exemple « La personne qui accompagne ma famille et moi sommes d’accord sur ce que je devrais faire pour améliorer la façon dont les choses se passent dans ma famille » dans la version destinée aux personnes suivies, ou « Cette personne est d’accord sur ce que les membres de la famille devraient faire pour améliorer la façon dont les choses se passent dans la famille » dans la version thérapeute) sont cotés sur une échelle de type Likert en 5 points, de 1 (jamais) à 5 (toujours). Dans le présent échantillon, l’alpha de Cronbach de la version thérapeute était de 0,82 à T1 et de 0,85 à T2, et celui de la version destinée aux personnes suivies de 0,89 à T1 et de 0,92 à T2.

NEO-FFI

Nous avons utilisé le NEO Five Factor Inventory (NEO-FFI) pour évaluer les traits de personnalité des thérapeutes ; il s’agit d’une version courte de l’inventaire complet NEO-Personality Inventory, Revised (NEO-PI R ; Costa, & McCrae, 1992). Le questionnaire comprend 60 items cotés sur une échelle de type Likert en 5 points (pas du tout d’accord – tout à fait d’accord). Les sous-échelles comptent chacune 12 items et mesurent le névrosisme, l’extraversion, l’ouverture à l’expérience, l’agréabilité et la conscienciosité. Les versions anglaise et néerlandaise présentent une validité et une fidélité satisfaisantes (Hoekstra & De Fruyt, 2014). Dans le présent échantillon, l’alpha de Cronbach était de 0,69 pour le névrosisme et pour l’extraversion, de 0,58 pour l’ouverture à l’expérience, de 0,74 pour l’agréabilité et de 0,60 pour la conscienciosité.

System for Observing Family Therapy Alliances (SOFTA-o), version thérapeute

Pour évaluer les comportements de construction de l’alliance des thérapeutes, nous avons analysé des séances filmées à l’aide de la version thérapeute du SOFTA-o (Friedlander et al., 2006a). Cet instrument a été conçu pour évaluer quatre dimensions des comportements liés à l’alliance à partir de séances filmées de thérapie familiale ou de couple. Deux dimensions reflètent l’alliance individuelle entre un membre de la famille et la personne thérapeute, à l’image de la définition classique de l’alliance de Bordin (1979) : l’Engagement dans le processus thérapeutique, qui représente les éléments de tâches et d’objectifs de l’alliance, et la Connexion émotionnelle. Les deux autres dimensions, la Sécurité au sein du système thérapeutique et le Sentiment partagé d’un objectif au sein de la famille, reflètent des aspects de l’alliance propres au traitement familial conjoint. La version thérapeute, que nous avons utilisée pour cette étude, mesure les contributions de la personne thérapeute à ces quatre dimensions pendant la séance.

Avec le SOFTA-o, une personne formée au codage observe une séance et note la fréquence de comportements précis, positifs et négatifs, liés à l’alliance, selon les quatre dimensions. Voici quelques exemples d’indicateurs comportementaux positifs et négatifs (en italique ci-après) : « La personne thérapeute encourage la ou les personnes suivies à formuler leurs objectifs pour la thérapie » ou « La personne thérapeute se dispute avec la ou les personnes suivies sur la nature, le but ou la valeur de la thérapie » pour l’Engagement ; « La personne thérapeute manifeste de l’intérêt pour la ou les personnes suivies en dehors de la discussion thérapeutique en cours » ou « La personne thérapeute a des échanges hostiles, sarcastiques ou critiques avec la ou les personnes suivies » pour la Connexion émotionnelle ; « La personne thérapeute reconnaît que la thérapie implique de prendre des risques ou d’aborder des questions privées » ou « La personne thérapeute ne prête pas attention aux expressions manifestes de vulnérabilité (par exemple pleurs, attitude défensive) » pour la Sécurité ; et « La personne thérapeute encourage les personnes suivies à se demander mutuellement leur point de vue » ou « La personne thérapeute ne répond pas aux préoccupations exprimées par une personne en ne discutant que de celles d’une autre » pour le Sentiment partagé d’un objectif.

La dimension Sentiment partagé d’un objectif ne peut être observée que lorsque deux membres de la famille ou plus sont présents ensemble en séance ; les trois autres dimensions peuvent aussi être cotées lorsqu’un seul membre de la famille est présent. Après l’observation de la séance, en fonction de la fréquence, de l’intensité et de la portée clinique des comportements relevés, les personnes chargées du codage attribuent une note globale à chaque dimension, sur une échelle de Likert en 7 points allant de −3 (extrêmement problématique) à +3 (extrêmement forte). Pour les besoins de cette étude, le SOFTA-o a été traduit de l’anglais vers le néerlandais selon les recommandations de Van Widenfelt et al. (2005).

Pour coder avec le SOFTA-o les séances IPT filmées, nous avons suivi le manuel de formation de Friedlander et al. (2005). La personne qui signe en premier a été formée par Valentín Escudero, qui a participé à la conception du SOFTA. Après la formation et la traduction du manuel, elle a codé 12 vidéos où au moins deux membres de la famille étaient présents en séance, afin d’établir un standard de codage pour former d’autres personnes au codage. Les dilemmes de codage soulevés par ces 12 vidéos ont été discutés avec Valentín Escudero. Ensuite, 3 personnes étudiant en master de sciences de l’éducation ont été formées, avec 15 heures de formation au codage réparties sur cinq semaines. Elles ont été initiées au cadre théorique du SOFTA, aux consignes de codage, au matériel d’entraînement des concepteurs et à du matériel d’entraînement néerlandais tiré de la série télévisée In Therapie (En thérapie). Chaque personne formée a codé de façon indépendante au moins 10 vidéos, pour améliorer sa fidélité de codage par rapport aux codages de référence établis par la personne qui signe en premier, et a reçu un retour sur chaque codage. Comme le recommandent Friedlander et al. (2005), la formation s’est poursuivie jusqu’à ce que les scores d’échelle des personnes chargées du codage ne diffèrent pas de plus d’un point dans 90 % des cas.

À l’issue de la formation, chaque personne chargée du codage a évalué une sélection aléatoire des vidéos. Les dilemmes de codage ont été discutés et les passages difficiles codés par consensus lors de réunions de l’équipe de codage toutes les deux semaines. Au total, 90 séances ont été codées de façon indépendante après la formation. Parmi elles, 14 séances tirées au hasard (16,6 %) ont été codées une seconde fois par la personne qui signe en premier, sans que les autres personnes chargées du codage sachent lesquelles. Pour évaluer la fidélité interjuges, nous avons calculé des coefficients de corrélation intraclasse pour les 14 séances à double codage, en utilisant les mesures uniques d’un modèle mixte à deux facteurs fondé sur l’accord absolu (Koo & Li, 2016). Nous avons d’abord évalué la fidélité des scores des sous-échelles tels qu’ils ont été conçus à l’origine, c’est-à-dire une note de −3 à +3 fondée sur les comportements observés. Comme ces scores habituels présentaient très peu de variance et n’atteignaient pas, pour cette raison, une fidélité interjuges suffisante, nous avons choisi d’utiliser pour chaque sous-échelle un score correspondant au nombre de comportements positifs observés par tranche de 60 minutes. Les CCI de ces scores étaient de 0,637 pour l’Engagement, 0,551 pour la Connexion émotionnelle, 0,558 pour la Sécurité et −0,129 pour le Sentiment partagé d’un objectif. Selon Cicchetti (1994), les CCI sont passables au-delà de 0,4, bons au-delà de 0,6 et excellents au-delà de 0,8. Le CCI négatif du Sentiment partagé d’un objectif pourrait s’expliquer par le faible nombre de séances tirées au hasard pour le double codage où deux membres de la famille ou plus étaient présents (n = 6) et par une faible variance (étendue = 0–3). Pour cette échelle, nous avons donc analysé en complément le pourcentage d’accord entre codages : pour 67,7 % des séances, l’accord sur le nombre de comportements SSP observés était total (100 %) ; pour 16,7 % (n = 1) des séances, l’écart entre codages était de 1, et pour les 16,7 % restants, il était de 2. Des résultats préliminaires ont toutefois montré que la fidélité interjuges, mais aussi la variance, étaient faibles pour les comportements SSP observés. Nous avons donc exclu ce domaine de nos analyses principales.

Procédure

Les familles participantes provenaient de quatre équipes IPT de deux organismes néerlandais de protection et d’aide à la jeunesse. Chaque famille qui commençait un traitement était informée du projet de recherche par l’équipe IPT ou par l’établissement, et recevait une lettre d’information. Dans une équipe, tout le personnel IPT a directement demandé aux familles suivies de participer. Dans les trois autres équipes, les familles ont été invitées à participer par téléphone par l’assistance de recherche. Dans les familles participantes, les membres de 12 ans et plus ont signé un formulaire de consentement éclairé, et le projet a été approuvé par le comité d’éthique de la faculté universitaire où travaillaient les membres de l’équipe de recherche. Toutes les familles participantes ont reçu une carte cadeau de 10 € et, par tirage au sort, deux familles ont reçu un bon pour visiter le zoo ou le parc de loisirs de leur choix.

Pour chaque famille participante, deux séances IPT au domicile ont été filmées. Pour T1, en début de traitement, c’est la troisième séance (exceptionnellement la quatrième ou la cinquième) qui a été filmée. Nous avons choisi la troisième séance parce que les familles étaient informées de la recherche et invitées à envisager d’y participer lors de la première séance. En choisissant la troisième séance, nous leur laissions un peu de temps pour réfléchir à leur participation, tout en restant dans la phase initiale du traitement, qui dure environ six semaines (Van der Steege, 2007). La seconde observation vidéo (T2) a eu lieu deux mois plus tard, lorsque le traitement était dans sa phase de changement actif. Immédiatement après chacune des deux séances filmées, on a demandé à la personne thérapeute et aux membres de la famille participant à l’étude de remplir de façon indépendante le Work Alliance Inventory (WAI). On a demandé aux enfants de 8 ans ou plus de remplir le Working Alliance Inventory (WAI). Dans certaines familles, des enfants de plus de 8 ans ne souhaitaient pas participer à la recherche ; dans d’autres, la personne thérapeute recevait un ou deux parents sans enfant pendant au moins une partie des séances, y compris la séance observée. On a demandé aux thérapeutes de rendre compte de leurs alliances avec tous les membres de la famille activement impliqués dans le traitement, quel que soit leur âge. Pour 9 familles, aucune mesure à T2 n’était disponible, soit parce que le traitement était déjà terminé (n = 3), soit parce que la personne thérapeute ou la famille souhaitait mettre fin à sa participation après T1 en raison d’un changement de situation (n = 6) ; pour 1 famille, il n’y avait pas de mesure à T1. Les sorties d’étude n’ont pas été exclues, car cela aurait pu réduire la représentativité clinique de notre étude. Nous avons comparé toutes les mesures à T1, ainsi que les mesures de personnalité et l’expérience clinique des thérapeutes, entre les situations de sortie d’étude et les situations complètes, au moyen d’une analyse de régression multiniveau d’une variable dichotomique de sortie d’étude à T2 sur l’alliance à T1 rapportée par les personnes suivies et par les thérapeutes, les comportements d’alliance observés chez les thérapeutes à T1, l’expérience clinique des thérapeutes et leurs scores de névrosisme, d’extraversion, d’ouverture, d’agréabilité et de conscienciosité. Nous n’avons trouvé aucune différence significative sur aucune de ces variables, à l’exception des comportements de sécurité observés chez les thérapeutes (β = 1,231, p = 0,001), ce qui indique que les thérapeutes présentaient davantage de comportements de sécurité à T1 dans les situations de sortie d’étude.

Analyses statistiques

Nous avons d’abord imputé les valeurs manquantes par la méthode espérance-maximisation (Tabachnick, & Fidell, 2013). Après le retrait d’une situation pour laquelle les mesures d’alliance à T1 et les variables des thérapeutes manquaient, un test MCAR, tel que proposé par Little (1988), a indiqué que les valeurs manquantes étaient entièrement aléatoires (χ² = 415,076 (370, N = 98), p = 0,053). Nous avons ensuite vérifié la colinéarité, afin de permettre un test multivarié de l’importance relative de plusieurs variables indépendantes, en calculant un facteur d’inflation de la variance (VIF). Tous les VIF calculés étaient inférieurs à 3, ce qui indique l’absence de problème de multicolinéarité.

Pour nos analyses principales, nous avons utilisé un modèle à deux niveaux afin de tenir compte de la dépendance des données (Tabachnick & Fidell, 2013), les membres de la famille (niveau 1) étant emboîtés dans les thérapeutes (niveau 2). Le niveau 1 concerne la variance des mesures d’alliance entre les membres d’une même famille, tandis que le niveau 2 rend compte de la variance entre familles. En raison du caractère longitudinal à court terme de l’étude (les évaluations des personnes suivies et des thérapeutes ainsi que les comportements de construction de l’alliance des thérapeutes ont été mesurés en début et à mi-traitement), nous avons contrôlé l’alliance à T1 ainsi que les comportements de construction de l’alliance observés à T1. Nous avons distingué l’alliance parent-thérapeute et l’alliance jeune-thérapeute en ajoutant au modèle une variable parent/jeune. Comme certaines études indiquent que la force de l’alliance peut différer entre thérapeutes hommes et femmes (par exemple Welmers-van de Poll et al., 2018), et que l’âge des thérapeutes est associé à la fois aux années d’expérience clinique et aux compétences interpersonnelles observées (Anderson et al., 2009), nous avons aussi contrôlé l’âge et le genre des thérapeutes. Dans le modèle à deux niveaux, nous avons réalisé deux analyses de régression multiple pas à pas pour déterminer successivement si le rôle familial (parent ou jeune), l’âge et le genre des thérapeutes, l’expérience clinique, les traits de personnalité, les comportements de construction de l’alliance à mi-traitement, l’alliance en début de traitement et les comportements de construction de l’alliance en début de traitement (variables indépendantes) étaient significativement associés à l’alliance à mi-traitement rapportée par les thérapeutes ou à l’alliance à mi-traitement rapportée par les personnes suivies (variables dépendantes).

Résultats

Analyses préliminaires

Le tableau 1 présente la distribution des comportements de construction de l’alliance des thérapeutes. Les résultats indiquent que les thérapeutes investissaient surtout l’engagement et la connexion émotionnelle, les deux domaines individuels du modèle SOFTA. Les comportements des thérapeutes contribuant à la sécurité et au sentiment partagé d’un objectif, les deux domaines systémiques de l’alliance du modèle SOFTA, étaient rarement observés. Comme indiqué plus haut, nous avons exclu le domaine du sentiment partagé d’un objectif de nos analyses principales.

Le tableau 2 présente la distribution des scores des thérapeutes au NEO-FFI, comparés à un échantillon général d’adultes néerlandais issu de l’échantillon de construction de l’instrument (Hoekstra & De Fruyt, 2014). Les thérapeutes de notre échantillon rapportaient des niveaux nettement plus élevés d’extraversion, d’agréabilité et de conscienciosité, un niveau plus bas de névrosisme et un niveau similaire d’ouverture à l’expérience par rapport à l’échantillon général néerlandais.

Le tableau 3 présente la distribution des scores au WAI des thérapeutes et des personnes suivies. Les résultats indiquent que les évaluations de l’alliance par les membres de la famille étaient un peu plus élevées que celles des thérapeutes. Les différences entre T1 et T2 étaient très faibles.

Prédicteurs de l’alliance rapportée par les thérapeutes

Plusieurs variables prédisaient significativement les évaluations de l’alliance à mi-traitement par les thérapeutes (tableau 4). Le rôle familial prédisait les évaluations de l’alliance par les thérapeutes (β = −0,156, p = 0,003), les thérapeutes rapportant des alliances plus fortes avec les parents qu’avec les jeunes. Parmi les caractéristiques démographiques des thérapeutes, seul le genre prédisait leurs évaluations de l’alliance, les thérapeutes femmes rapportant des alliances plus fortes que les thérapeutes hommes (β = 0,331, p < 0,001). L’âge des thérapeutes ne prédisait pas leurs évaluations de l’alliance.

Pour la personnalité des thérapeutes, les cinq domaines de personnalité prédisaient tous significativement l’alliance à mi-traitement rapportée par les thérapeutes, ce qui était conforme à notre hypothèse. Comme attendu, l’ouverture à l’expérience (β = 0,517, p < 0,001) et l’agréabilité (β = 0,306, p < 0,01) étaient positivement associées aux évaluations de l’alliance par les thérapeutes, et le névrosisme (β = −0,472, p < 0,001) négativement. Contrairement à nos attentes, l’extraversion (β = −0,304, p = 0,001) était elle aussi négativement associée, de même que la conscienciosité (β = −0,230, p = 0,006), pour laquelle nous n’avions pas d’attente préalable quant au sens du lien. Notre hypothèse sur la contribution de l’expérience clinique des thérapeutes n’a pas été confirmée, puisque l’expérience clinique n’était pas significativement associée aux évaluations de l’alliance à mi-traitement par les thérapeutes.

Comme nous en avions fait l’hypothèse, les comportements de construction de l’alliance des thérapeutes prédisaient leurs évaluations de l’alliance. Les comportements d’engagement (β = 0,374, p < 0,001) et de connexion émotionnelle (β = 0,318, p < 0,001) observés en séance à T2 étaient positivement associés aux évaluations de l’alliance par les thérapeutes juste après la séance observée. Contrairement à notre hypothèse, les comportements de sécurité observés en séance (β = −0,806, p < 0,001) y étaient négativement associés. L’alliance rapportée par les thérapeutes en début de traitement prédisait positivement leurs évaluations de l’alliance à mi-traitement (β = 0,398, p < 0,001), ce qui n’était pas le cas des comportements de construction de l’alliance observés en début de traitement. Cela indique que les comportements de construction de l’alliance observés en séance en début de traitement ne contribuaient pas, de façon longitudinale, aux évaluations de l’alliance à mi-traitement par les thérapeutes.

Prédicteurs de l’alliance rapportée par les personnes suivies

Comme le montre le tableau 5, plusieurs variables prédisaient significativement les évaluations de l’alliance à mi-traitement par les membres de la famille. Il n’y avait pas de différence significative entre les évaluations des parents et celles des jeunes. Le genre des thérapeutes était la seule caractéristique démographique qui prédisait significativement les évaluations de l’alliance par les membres de la famille, avec des évaluations plus élevées pour les thérapeutes femmes que pour les thérapeutes hommes (β = 0,404, p < 0,001).

Conformément à notre hypothèse, les cinq domaines de personnalité prédisaient tous significativement les évaluations de l’alliance à mi-traitement par les membres de la famille, mais le sens des liens n’était que partiellement conforme aux hypothèses. Comme attendu, l’ouverture à l’expérience (β = 0,202, p = 0,010) et l’agréabilité (β = 0,181, p = 0,024) étaient positivement associées aux évaluations de l’alliance par les membres de la famille, tandis que le névrosisme y était négativement associé (β = −0,264, p < 0,001). Contrairement à nos attentes, l’extraversion (β = −0,196, p = 0,006) était elle aussi négativement associée aux évaluations de l’alliance par les membres de la famille, de même que la conscienciosité (β = −0,169, p = 0,028), pour laquelle nous n’avions pas d’attente préalable quant au sens du lien. Ces liens allaient tous dans le même sens que ceux observés avec les évaluations de l’alliance par les thérapeutes. Notre hypothèse sur la contribution de l’expérience clinique des thérapeutes n’a pas été confirmée, puisque l’expérience clinique n’était pas significativement associée aux évaluations de l’alliance à mi-traitement par les thérapeutes.

Comme nous en avions fait l’hypothèse, les comportements de construction de l’alliance des thérapeutes prédisaient les évaluations de l’alliance par les membres de la famille : les comportements d’engagement (β = 0,305, p = 0,001) et de connexion émotionnelle (β = 0,237, p < 0,001) observés en séance à T2 étaient positivement associés aux évaluations de l’alliance par les membres de la famille juste après la séance observée. Contrairement à notre hypothèse, les comportements de sécurité des thérapeutes en séance y étaient négativement, mais non significativement, associés.

L’alliance rapportée par les membres de la famille en début de traitement prédisait positivement leurs évaluations de l’alliance à mi-traitement (β = 0,464, p < 0,001). Les comportements de construction de l’alliance des thérapeutes en séance en début de traitement n’y étaient pas significativement associés, ce qui indique que ces comportements ne contribuaient pas, de façon longitudinale, aux évaluations de l’alliance à mi-traitement par les membres de la famille.

Discussion

Nous avons examiné le rôle de la personnalité des thérapeutes, de leurs années d’expérience clinique et de leurs comportements observés de construction de l’alliance dans la prédiction de l’alliance à mi-traitement, dans un traitement familial à domicile pour des problèmes de jeunes, en contrôlant le rôle familial (parent ou jeune), l’âge et le genre des thérapeutes et l’alliance en début de traitement. L’ouverture à l’expérience et l’agréabilité des thérapeutes, ainsi que leurs comportements d’engagement et de connexion émotionnelle en séance, prédisaient des évaluations de l’alliance plus positives, du côté des thérapeutes comme des membres de la famille. Le névrosisme, l’extraversion et la conscienciosité des thérapeutes prédisaient des évaluations plus négatives. Les comportements de sécurité en séance prédisaient eux aussi des évaluations plus négatives, mais ce résultat n’était significatif que pour les évaluations des thérapeutes, et non pour celles des membres de la famille. L’expérience clinique ne prédisait pas la qualité des alliances.

Le fait que les traits de personnalité des thérapeutes prédisent l’alliance était globalement conforme à nos hypothèses. Comme prévu, les thérapeutes comme les membres de la famille rapportaient des alliances plus fortes lorsque l’agréabilité et l’ouverture à l’expérience des thérapeutes étaient plus élevées. Ce résultat contraste avec ceux de Chapman et al. (2009) en psychothérapie individuelle, selon lesquels une plus grande ouverture à l’expérience était associée à des évaluations de l’alliance moins positives par les personnes suivies, et les thérapeutes en formation les plus agréables de leur échantillon rapportaient, pour leur part, des alliances plus faibles. L’équipe de Chapman estime que, compte tenu des niveaux élevés d’ouverture et d’agréabilité de son échantillon de thérapeutes en formation, il est plausible que seuls des niveaux extrêmes de ces traits aient eu un effet négatif sur l’alliance. Dans notre échantillon, pourtant, les thérapeutes rapportaient aussi un niveau d’ouverture un peu plus élevé, et un niveau d’agréabilité supérieur d’un écart type à celui de la population générale néerlandaise. Cela indique que même des thérapeutes à l’agréabilité et à l’ouverture extrêmes peuvent mieux réussir à construire des alliances, selon les évaluations des membres de la famille comme selon leurs propres évaluations. Nos résultats sur le névrosisme étaient eux aussi conformes à nos attentes, et contrastaient avec ceux de Chapman et al. (2009) dans leur échantillon de thérapeutes en formation. Ils indiquent que les thérapeutes qui se perçoivent comme émotionnellement stables plutôt que névrotiques ont des alliances plus fortes, selon leur propre perception et celle des membres de la famille. Cela semble valoir même pour une stabilité émotionnelle extrême, puisque dans notre échantillon les thérapeutes rapportaient un niveau de névrosisme inférieur de près d’un écart type à celui de la population générale néerlandaise.

Nous avons en outre constaté que l’extraversion et la conscienciosité des thérapeutes prédisaient négativement les évaluations de l’alliance, tant par les thérapeutes que par les membres de la famille. La contribution négative de la conscienciosité pourrait s’expliquer par le fait que les personnes très consciencieuses sont surtout orientées vers la tâche, ordonnées et peu enclines à sortir des sentiers battus (Hoekstra & De Fruyt 2014). Cela peut entraver la capacité des thérapeutes à se montrer souples et à adapter les protocoles de traitement aux besoins différents des personnes suivies. Notre résultat sur l’extraversion était surprenant, puisque les personnes extraverties tendent à être sociables, chaleureuses et optimistes. Il contraste aussi avec les résultats antérieurs de Chapman et al. (2009), selon lesquels l’extraversion n’avait pas d’effet sur l’alliance. Dans notre échantillon, cependant, les thérapeutes évaluaient leur niveau d’extraversion à près d’un écart type au-dessus des normes nationales. Il n’est donc pas exclu qu’une extraversion moyenne aide les thérapeutes à créer un lien avec les personnes suivies, mais que des niveaux plus élevés deviennent contre-productifs. Une personne thérapeute très extravertie, probablement très bavarde, énergique et optimiste, peut sembler écrasante et difficile d’accès pour des personnes qui se sentent plutôt déprimées et pessimistes au moment où elles reçoivent de l’aide pour de graves problèmes d’enfant et de parentalité. Une autre explication au fait que, dans notre échantillon, une forte extraversion des thérapeutes allait de pair avec des alliances moins fortes avec les familles pourrait tenir à l’arrière-plan culturel : l’extraversion est peut-être moins valorisée dans certaines cultures que dans d’autres (Hofstee et al., 1997).

Nous n’avons trouvé aucune contribution des années d’expérience clinique des thérapeutes à l’alliance. Il existait d’abord un lien significatif lorsque l’expérience clinique a été ajoutée à nos deux modèles de régression, mais il a disparu lorsque nous y avons ajouté les comportements de construction de l’alliance. Cela indique que toute contribution supposée de l’expérience clinique des thérapeutes aux alliances s’explique plutôt par ce que font les thérapeutes en séance pour renforcer l’alliance. On peut donc penser que l’expérience clinique des thérapeutes contribue à leurs comportements de construction de l’alliance en séance. De fait, Raytek et al. (1999) ont constaté que, dans un traitement conjoint de l’alcoolisme en couple, les thérapeutes ayant plus d’expérience présentaient davantage de comportements favorisant l’alliance et moins de comportements non facilitants que les thérapeutes qui en avaient moins. Une étude antérieure sur la contribution des thérapeutes à l’alliance dans le traitement familial à domicile a montré que l’expérience clinique des thérapeutes n’avait un effet positif que sur les comportements d’engagement en début de traitement (Welmers-van de Poll & Stams, 2019). L’expérience clinique n’avait aucun effet sur les comportements observés à mi-traitement, ni sur les comportements de connexion émotionnelle et de sécurité en début de traitement. Précisons que, dans la présente étude, nous n’avons examiné que les évaluations par les thérapeutes et par les membres de la famille de leurs alliances individuelles, puisqu’il n’existait pas d’évaluation par les thérapeutes ou d’autoévaluation de la sécurité ou du sentiment partagé d’un objectif. De futures recherches pourraient examiner si les aspects plus complexes de l’alliance dans le traitement conjoint, comme la création d’un cadre thérapeutique sûr pour chaque membre de la famille ou le renforcement de l’alliance au sein de la famille, sont davantage influencés par l’expérience clinique des thérapeutes.

Concernant les comportements de construction de l’alliance observés en séance dans la présente étude, les comportements d’engagement et de connexion émotionnelle prédisaient à la fois les évaluations de l’alliance par les thérapeutes et par les membres de la famille, ce qui était conforme à nos hypothèses. Dans une étude antérieure qui examinait les comportements observés des personnes suivies en lien avec les autoévaluations et les évaluations de l’alliance par les thérapeutes, les comportements d’engagement et de connexion émotionnelle des membres de la famille étaient eux aussi positivement associés à leurs autoévaluations, mais pas aux évaluations des thérapeutes (Friedlander et al., 2006b). Notre résultat indique que, lorsque la personne thérapeute engage activement les membres de la famille dans le processus de traitement et établit un lien émotionnel avec chacune de ces personnes, la personne thérapeute comme la famille jugent l’alliance plus positive.

Contrairement à nos attentes, les évaluations de l’alliance par les thérapeutes et par les membres de la famille étaient négativement associées aux comportements de sécurité des thérapeutes en séance, comme le fait de donner un cadre et des règles de sécurité et de confidentialité ou de protéger activement un membre de la famille d’un autre. C’est d’autant plus remarquable que ces comportements étaient peu fréquents dans les séances observées. Le sens négatif du lien se retrouvait dans la prédiction des évaluations de l’alliance par les membres de la famille, même si ce lien n’atteignait pas tout à fait le seuil de significativité. Notre résultat pourrait indiquer que les interventions de sécurité des thérapeutes ont un effet négatif sur l’alliance, même lorsqu’elles sont rares. Deux études antérieures, qui incluaient des observations des comportements de sécurité des membres de la famille en séance, indiquent toutefois qu’un sentiment de sécurité dans le cadre thérapeutique favorise bien des résultats positifs en thérapie familiale systémique (Friedlander et al., 2008b ; Sotero et al., 2018). Une autre explication de notre résultat pourrait être que les thérapeutes investissent davantage la sécurité lorsque leur alliance avec les membres de la famille leur paraît moins favorable. Ce mécanisme supposé concorde avec la stratégie proposée par Escudero et Friedlander (2017) pour conduire les alliances dans les contextes difficiles du traitement familial. Selon cette proposition, un sentiment de sécurité entre les membres de la famille reçus ensemble en traitement est une condition préalable essentielle pour faciliter des liens forts entre la personne thérapeute et chaque membre de la famille, ainsi que l’engagement des membres de la famille dans le processus de traitement et leur sentiment partagé d’un objectif.

Le fait que nos résultats sur la personnalité et sur les comportements de construction de l’alliance des thérapeutes dans la prédiction de l’alliance à mi-traitement restent significatifs même après contrôle de l’alliance rapportée en début de traitement souligne leur robustesse. Cela indique que, quelles que soient les fluctuations de l’alliance entre le début et le milieu du traitement, les alliances restent relativement plus fortes lorsque l’agréabilité, l’ouverture et la stabilité émotionnelle des thérapeutes sont plus élevées, et lorsque les thérapeutes se connectent émotionnellement aux membres de la famille et les engagent activement dans le processus de traitement. Nous avons aussi contrôlé les comportements de construction de l’alliance en début de traitement, sans trouver de contribution longitudinale des comportements des thérapeutes en début de traitement aux évaluations de l’alliance à mi-traitement par les thérapeutes et par les membres de la famille. Cela indique que ce que font les thérapeutes pendant une séance donnée pour renforcer l’alliance n’influe sur l’évaluation de l’alliance par les thérapeutes et par les membres de la famille que peu de temps après cette séance.

Bien que ce ne fût pas un objet précis de notre étude, il est intéressant de constater que les thérapeutes investissaient surtout les alliances individuelles avec les membres de la famille, et très peu les aspects systémiques de l’alliance (sécurité et sentiment partagé d’un objectif). Ce résultat concorde avec les observations de Friedlander et al. (2019), selon lesquelles même des thérapeutes de famille ayant une grande expérience tendent à se centrer surtout sur les alliances individuelles avec les membres de la famille, en négligeant l’importance des aspects systémiques de l’alliance, comme la sécurité en séance et un objectif partagé entre les membres de la famille. Si, dans notre étude, davantage de comportements favorisant la sécurité étaient associés à des évaluations de l’alliance moins favorables par les thérapeutes, plusieurs études sur l’alliance en thérapie familiale indiquent que le sentiment de sécurité des membres de la famille en séance (Friedlander et al., 2008b ; Sotero et al., 2018), ainsi que l’objectif partagé de la famille (Escudero et al., 2008 ; Friedlander et al., 2008b ; Sotero et al., 2018), favorisent des résultats positifs du traitement familial systémique. Des résultats méta-analytiques récents montrent que ces aspects systémiques de l’alliance semblent même plus déterminants pour des résultats positifs que les alliances individuelles des membres de la famille avec la personne thérapeute (Friedlander et al., 2018). L’ensemble de ces résultats souligne la nécessité d’une approche systémique de l’alliance dans la formation et la supervision des thérapeutes de famille.

Cette étude comporte certaines limites. D’abord, parce que les scores des sous-échelles tels qu’ils ont été conçus à l’origine pour le SOFTA présentaient peu de variance et une fidélité interjuges insuffisante, nous avons utilisé à la place les fréquences de comportements pour chaque domaine d’alliance du SOFTA, avec une fidélité interjuges modérée. Nous n’avons donc étudié que la contribution quantitative des comportements positifs de construction de l’alliance, alors que les comportements négatifs, ainsi que la portée clinique et le contexte de certains comportements des thérapeutes, peuvent aussi influer sur l’alliance (par exemple Ackerman & Hilsenroth, 2001 ; Boardman et al., 2006 ; Friedlander et al., 2006a ; Muñiz de la Peña et al., 2012).

Ensuite, malgré l’importance vitale des aspects systémiques de l’alliance dans le traitement familial conjoint, comme un objectif partagé entre les membres de la famille et un sentiment de sécurité pendant le traitement (Friedlander et al., 2019), nous ne disposions d’aucune donnée sur l’expérience de ces aspects systémiques par les membres de la famille et par les thérapeutes. Cela tenait au fait que nous ne disposions que de données d’autoévaluation et d’évaluation par les thérapeutes issues du WAI, conçu pour la thérapie individuelle, et que les mesures des comportements observés de sentiment partagé d’un objectif chez les thérapeutes ont dû être exclues de l’étude faute de fidélité suffisante. Quant aux différences entre membres de la famille dans leur alliance avec la personne thérapeute, autre complexité systémique de la construction des alliances en traitement familial, le nombre de jeunes inclus dans notre échantillon ne donnait pas une puissance statistique suffisante pour distinguer la contribution des thérapeutes aux alliances avec les parents et aux alliances avec les jeunes. Nous avons toutefois inclus plusieurs membres de la famille comme sources d’information sur l’alliance, contrôlé le rôle familial (parent ou jeune) dans nos modèles et inclus des observations des comportements de sécurité des thérapeutes, ce qui permettait de tenir compte, dans une certaine mesure, de la complexité systémique de l’alliance.

Une dernière limite tient au fait que nous n’avons étudié que les contributions unilatérales des thérapeutes à l’alliance, et non l’interaction entre les contributions des thérapeutes et celles des membres de la famille. Cela pourrait laisser entendre qu’il existe un ensemble universel de caractéristiques des thérapeutes qui conviendrait le mieux à chaque personne ou à chaque famille. Or ce ne sont pas seulement les différences d’alliance entre thérapeutes qui influent sur les résultats du traitement : les différences d’alliance entre des personnes suivies par la même personne thérapeute peuvent aussi avoir une influence importante (Baldwin & Imel 2013). La recherche future gagnerait à expliquer pourquoi une personne thérapeute donnée a des alliances supérieures à la moyenne avec certaines familles et certains membres de la famille, mais inférieures à la moyenne avec d’autres. Il s’agit d’étudier les caractéristiques des familles et de leurs membres qui contribuent à l’alliance (par exemple De Greef et al, 2018a ; Sotero et al., 2017), ainsi que l’effet de l’interaction, ou de l’« appariement », entre les caractéristiques et les comportements des thérapeutes et ceux des membres de la famille (par exemple Friedlander et al., 2008a).

Malgré ses limites, notre étude était, à notre connaissance, la première à étudier la contribution des thérapeutes à l’alliance en traitement familial en incluant leur personnalité et leurs années d’expérience clinique. Si les comportements de construction de l’alliance observés en séance chez les thérapeutes ont déjà été étudiés en thérapie familiale (Diamond et al., 1999 ; Escudero et al., 2012 ; Friedlander et al., 2014 ; Muñiz de la Peña et al., 2012), notre étude enrichit ce corpus en portant sur un échantillon plus large et en apportant des données empiriques sur le lien entre les comportements des thérapeutes et les évaluations de l’alliance par les membres de la famille comme par les thérapeutes. Le recours à plusieurs sources d’information renforce la robustesse de nos résultats. Une autre force est le devis longitudinal (à court terme), qui étudie l’alliance comme un processus qui évolue au cours du traitement plutôt que comme un phénomène statique.

Compte tenu du petit nombre de recherches sur les caractéristiques des thérapeutes qui contribuent à l’alliance en traitement familial, il est essentiel de répliquer nos résultats pour construire une base de données probantes plus solide. De futures études gagneraient à examiner les effets liés à la famille, ainsi que les effets de l’interaction entre les caractéristiques ou les comportements des thérapeutes et ceux des membres de la famille en lien avec l’alliance. Notre constat selon lequel les comportements favorisant la sécurité étaient associés à des évaluations de l’alliance moins favorables par les thérapeutes semble quelque peu contredire les résultats antérieurs sur la sécurité des membres de la famille en séance en lien avec les résultats du traitement : de nouvelles recherches sur le rôle de la sécurité pendant le traitement gagneraient particulièrement à étudier les interactions entre les comportements des thérapeutes et ceux des personnes suivies. Enfin, compte tenu de l’importance vitale des aspects de l’alliance propres au traitement systémique, une prochaine étape importante consiste à étudier les contributions des thérapeutes qui prédisent ces aspects systémiques. Cela suppose d’étudier la contribution des thérapeutes au sentiment partagé d’un objectif au sein de la famille, au sentiment de sécurité de ses membres et aux différences problématiques entre membres de la famille dans leur alliance avec la personne thérapeute.

Pour la pratique clinique, nos résultats suggèrent que la formation et la supervision des thérapeutes de famille gagneraient à se centrer sur les comportements qui renforcent l’engagement des membres de la famille dans le traitement et leur connexion émotionnelle avec la personne thérapeute. Une plus grande fréquence de ces comportements en séance pourrait influer positivement sur les alliances des membres de la famille avec la personne thérapeute, ce qui est susceptible, en retour, d’améliorer les résultats du traitement. En outre, la formation et la supervision pourraient être plus efficaces si elles étaient adaptées au profil de personnalité des thérapeutes en formation. Aider ces thérapeutes à mieux prendre conscience de la manière dont leurs tendances névrotiques, extraverties ou consciencieuses se manifestent de façon trop marquée dans leurs comportements en séance, et à la surveiller, pourrait renforcer la capacité des thérapeutes de famille à construire des alliances solides avec les membres de la famille, et ainsi accroître l’efficacité du traitement.