Introduction

Sortir du monde du travail peut avoir de lourdes conséquences pour l’individu et pour la société. On sait que le fonctionnement professionnel est lié à la santé mentale et aux relations familiales. Pour l’individu, par exemple, quitter le travail peut entraîner une baisse du bien-être personnel, avec notamment des finances plus fragiles (Warr, 2003), une dépression (Adler et al., 2006 ; Lerner and Henke, 2008), une détresse relationnelle (Novak et al., 2017) et un fonctionnement familial dégradé (Rotunda et al., 1995). La sortie du travail n’a pas seulement des conséquences pour la vie individuelle et familiale : des facteurs liés au travail, comme une faible satisfaction professionnelle, de longues journées et le bureau nomade, ont aussi des effets négatifs sur la relation de couple (Tavistock Centre for Family Relationships, 2018). Réciproquement, la détresse personnelle et relationnelle réduit le fonctionnement au travail (Whisman and Uebelacker, 2006).

Pour la société, les coûts sociaux liés aux personnes qui quittent le travail sont élevés dans la plupart des pays de l’Organisation de coopération et de développement économiques (OCDE) (Setzer and Rürup, 2013). Une recherche récente menée en Scandinavie a montré que plus de 50 % des arrêts maladie étaient dus à des problèmes sociaux (par exemple une détresse familiale ou des difficultés de santé mentale) plutôt qu’à des problèmes médicaux (Aronsson et al., 2015). La part des arrêts maladie liés à la santé mentale augmente régulièrement depuis quelques années (Hensing et al., 2006) dans l’ensemble des pays de l’OCDE (OECD, 2003). Les troubles psychiatriques sont par exemple désormais la cause la plus fréquente des arrêts maladie de longue durée (Henderson et al., 2011). C’est pourquoi la psychothérapie devrait figurer parmi les moyens mobilisés pour réduire ces problèmes intriqués de travail, de santé mentale et de détresse relationnelle.

Les personnes qui souffrent de dépression, d’anxiété (Bilsker et al., 2005) et de discorde relationnelle (Aronsson et al., 2015) courent aussi un risque accru de voir leur fonctionnement au travail se dégrader. Dans un numéro spécial de la revue Family Process consacré aux traitements empiriquement validés en thérapie de couple et de famille (TCF), la rédaction en chef conclut : « ces traitements s’étendent désormais à un large éventail de problèmes de couple et de famille importants, ce qui suggère la valeur de la thérapie de couple et de famille à la fois pour les problèmes relationnels et pour des problèmes souvent considérés comme logés à l’intérieur des individus » (Lebow, 2016, p. 387). Plus précisément, la TCF s’est révélée efficace pour traiter la dépression et l’anxiété (Carr, 2014a ; Crane and Payne, 2011 ; Gurman, 2008, 2015), ainsi que les problèmes dyadiques et familiaux (Sexton et al., 2013). On peut donc supposer que la TCF est une méthode adaptée pour améliorer le fonctionnement au travail des personnes suivies, en réduisant leurs symptômes dépressifs et anxieux et en améliorant leurs relations. À notre connaissance, cette étude est la première à examiner explicitement le fonctionnement au travail dans le champ de la TCF. Nous considérons donc le fonctionnement au travail comme un domaine qui mérite d’être étudié plus à fond par la recherche. L’étude présentée dans cet article contribue à cet objectif.

Cet article pose les questions de recherche suivantes :

• (1) Dans quelle mesure le fonctionnement au travail des personnes suivies change-t-il entre le début et la fin d’un traitement de TCF ?
• (2) Dans quelle mesure les symptômes dépressifs, l’ajustement dyadique et le fonctionnement familial changent-ils entre le début et la fin d’un traitement de TCF ?
• (3) Dans quelle mesure le fonctionnement au travail des personnes suivies en début de traitement est-il associé aux symptômes dépressifs, à l’ajustement dyadique et au fonctionnement familial au même moment ?
• (4) Dans quelle mesure le fonctionnement au travail des personnes suivies en fin de traitement est-il associé à l’évolution des symptômes dépressifs, de l’ajustement dyadique et du fonctionnement familial entre le début et la fin d’un traitement de TCF ?

Méthode

Structures participantes

Cette étude est une sous-étude issue d’un essai clinique randomisé (ECR) naturaliste (l’« étude principale », n = 229 : Tilden et al., en cours d’évaluation), mené dans des lieux de TCF relevant de trois niveaux de soins en Norvège. L’étude principale visait à déterminer si l’usage du système de feedback Systemic Therapy Inventory of Change (STIC ; Pinsof et al., 2009) faisait une différence par rapport au traitement habituel. Dans la présente sous-étude, toutes les données de l’étude principale n’ont pas été reprises. Cette étude a toutefois inclus trois lieux de TCF, chacun représentant l’un des principaux niveaux de service de TCF en Norvège. Le choix de plusieurs lieux visait à saisir la diversité des pratiques de TCF dans notre pays, et donc à renforcer la validité écologique de l’étude, ce qui devait faciliter la généralisation des résultats. Selon un modèle de soins par paliers, le lieu de niveau 1 est ici un service ambulatoire de conseil familial à bas seuil, implanté dans deux villes norvégiennes de taille moyenne, accessible sans orientation préalable. Le niveau 2 est représenté par une unité de psychiatrie de l’enfant et de l’adolescent, en hospitalisation et en ambulatoire, à seuil intermédiaire, au sein d’un hôpital général d’une ville norvégienne de taille moyenne, où une orientation est nécessaire. Le troisième niveau est représenté par une unité résidentielle de traitement familial à haut seuil, dans un hôpital psychiatrique national hautement spécialisé en Norvège, où une orientation est là aussi nécessaire.

En raison de la grande diversité des caractéristiques et des problèmes des personnes suivies, les traitements étaient ajustés aux besoins de chaque personne, couple ou famille, souvent à partir d’une approche théorique intégrative (Pinsof, 1983). Toutes les personnes thérapeutes avaient été formées à l’usage du STIC (Pinsof et al., 2009), mais elles ignoraient l’objet de la présente étude.

Échantillon

Comme le montre le tableau 1, 165 personnes adultes suivies en thérapie ont été incluses dans cette étude. La collecte des données a commencé en août 2013 et s’est achevée en septembre 2016. L’âge moyen était de 40,3 ans (± 7,8), et 52,1 % de l’échantillon étaient des femmes.

Mesures

Le questionnaire abrégé de qualité de vie (Short Form Quality of Life measure, SF-36 v.2) est un autoquestionnaire de qualité de vie liée à la santé, en trente-six items. Pour cet article, nous n’utilisons que les données de l’échelle Rôle émotionnel (SF-RE), qui mesure le fonctionnement au travail de la personne. Pour les analyses de changement, il nous fallait un seuil séparant un fonctionnement au travail normal d’un fonctionnement altéré. Aucun seuil de ce type n’ayant été établi pour cette mesure (SF-RE), nous avons appliqué la formule de Jacobson et Truax (1991) en comparant les moyennes et écarts types de notre échantillon à ceux d’un échantillon normatif norvégien (Loge and Kaasa, 1998) : seuil = (s₀M₁ + s₁M₀)/(s₀ + s₁). M₀ et s₀ sont la moyenne et l’écart type de l’échantillon normatif, M₁ et s₁ ceux de notre échantillon, ce qui donne un seuil de fonctionnement au travail de 79,35. Un score inférieur à ce seuil peut aider, cliniquement, à formuler l’hypothèse que les problèmes émotionnels de la personne sont associés à un temps de travail réduit, à un travail moins abouti ou à un travail fait avec moins de soin qu’à l’ordinaire. Pour obtenir un score inférieur au seuil, il faut répondre « la plupart du temps » à au moins l’un de ces items, ou une autre combinaison aboutissant à la même moyenne. Un tel niveau signifie que les problèmes émotionnels de la personne altèrent son fonctionnement au travail de l’une de ces trois manières ou des trois. Dans notre échantillon, l’alpha de Cronbach du SF-RE était de 0,91 (intervalle de confiance à 95 %, IC : 0,88 – 0,93) en début de traitement et de 0,92 (IC : 0,88 – 0,94) en fin de traitement.

L’inventaire de dépression de Beck (Beck Depression Inventory, BDI-II ; Beck et al., 1996) est un autoquestionnaire en 21 items qui mesure la sévérité de la dépression, avec un seuil clinique de 14,29. L’alpha de Cronbach était de 0,93 (IC : 0,91 – 0,95) en début de traitement et de 0,95 (IC : 0,94 – 0,96) en fin de traitement. Un niveau clinique de dépression est défini par un BDI > 14,29.

L’échelle de fonctionnement général du Family Assessment Device (FAD ; Epstein et al., 1983) est un autoquestionnaire de fonctionnement familial perçu en douze items, avec un seuil clinique de 2,00. L’alpha de Cronbach était de 0,89 (IC : 0,86 – 0,91) en début de traitement et de 0,91 (IC : 0,88 – 0,94) en fin de traitement.

L’échelle d’ajustement dyadique révisée (Revised Dyadic Adjustment Scale, RDAS ; Busby et al., 1995) est un autoquestionnaire en 14 items, très utilisé, qui fournit une mesure globale du niveau de consensus, de satisfaction et de cohésion qu’une personne estime avoir avec son ou sa partenaire. Le seuil clinique est de 47. L’alpha de Cronbach était de 0,85 (IC : 0,82 – 0,89) en début de traitement et de 0,88 (IC : 0,82 – 0,91) en fin de traitement.

Procédure

Les personnes qui acceptaient de participer à l’étude remplissaient l’Outcome Package (OP), c’est-à-dire les questionnaires présentés ci-dessus ainsi que le questionnaire STIC initial, en ligne sur un espace internet sécurisé, avant et après le traitement. Elles remplissaient en outre le STIC intersession avant chaque séance. Toutes les données étaient reçues, analysées et stockées de façon sécurisée par le site Psychotherapychange.org sur www.family-institute.org, et un rapport était mis à la disposition des thérapeutes sur leur espace dédié dès la fin de la saisie. Ce rapport se présentait sous forme graphique, avec des synthèses, pour que les thérapeutes puissent facilement s’en servir (Zahl-Olsen and Oanes, 2017).

Les personnes qui ne remplissaient pas l’OP dès la fin du traitement recevaient trois relances par courriel ou par téléphone avant d’être comptées comme données manquantes.

Analyses

Les analyses statistiques ont été faites avec IBM SPSS v. 24. Aucune des mesures de résultat ne violait les conditions des analyses paramétriques, le théorème central limite permettant de supposer une distribution normale de l’échantillon (Field, 2018). Des tests t appariés et des tailles d’effet ont été calculés pour étudier le changement statistique entre le début (t1) et la fin (t2) du traitement. Nous avons calculé les tailles d’effet de deux façons : en divisant la différence des moyennes par l’écart type moyen des deux mesures (d de Cohen) et en divisant la différence des moyennes par l’écart type en fin de traitement, à t2 (Δ de Glass). Des analyses de corrélation ont été conduites pour explorer les associations supposées entre variables. Les intervalles de confiance ont été calculés sur 1 000 échantillons bootstrap. En nous appuyant sur la théorie systémique (Johnsen and Torsteinsson, 2012), qui suppose que les dimensions personnelles, dyadiques et familiales s’influencent mutuellement, et compte tenu des résultats de l’analyse de corrélation, nous avons conduit au total cinq analyses de régression multiple hiérarchique à entrée forcée, avec le fonctionnement au travail comme variable dépendante.

Dans la première régression, nous avons examiné si les mesures individuelles et relationnelles en début de traitement (t1) prédisaient le niveau de fonctionnement au travail au même moment (t1). Dans les deuxième, troisième et quatrième régressions, nous avons prédit le fonctionnement au travail en fin de traitement (t2) par chacune des autres mesures prise isolément, d’abord à partir de son niveau en début de traitement (t1), après contrôle du niveau de fonctionnement au travail à t1. Ensuite, nous avons examiné si le changement de chaque mesure entre le début et la fin du traitement prédisait le fonctionnement au travail en fin de traitement (t2), en contrôlant le fonctionnement au travail en début de traitement (t1). Dans la cinquième et dernière analyse de régression, nous avons procédé comme dans les régressions deux, trois et quatre, mais en incluant cette fois toutes les mesures. Nous avons d’abord examiné si les niveaux de toutes les mesures réunies en début de traitement (t1) prédisaient le fonctionnement au travail en fin de traitement (t2), après contrôle du niveau de fonctionnement au travail à t1. Puis nous avons examiné si le changement de ces mesures entre le début et la fin du traitement prédisait le fonctionnement au travail à t2, en contrôlant le fonctionnement au travail à t1. Toutefois, compte tenu des estimations de puissance, ces analyses ont été limitées à l’échantillon total, ce que confirme aussi la règle empirique n = 50 + 8m, où m est le nombre de variables de l’analyse de régression (Tabachnick and Fidell, 2014).

Nous avons aussi voulu évaluer le résultat au niveau individuel par l’approche de la significativité clinique (SC) (Jacobson and Truax, 1991), en classant les personnes suivies en quatre groupes de résultat sur le fonctionnement au travail : rétablissement, amélioration, absence de changement et détérioration. Seules les personnes dont le fonctionnement au travail était altéré par des problèmes émotionnels en début de traitement (t1) ont été incluses dans ce calcul. Nous avons calculé l’indice de changement fiable (ICF) selon la formule de Jacobson et Truax (1991) : ICF = 1,96 × SD × √(2(1 − r)). SD est l’écart type et r l’alpha de Cronbach. Comme Jacobson et Truax (1991) ne précisent pas de quel échantillon tirer l’écart type et l’alpha de Cronbach, nous avons retenu ceux de notre sous-échantillon altéré, ce qui donne un ICF de 20,47 pour le fonctionnement au travail. Pour être classée dans le groupe « rétablissement », une personne devait présenter, entre le début (t1) et la fin (t2) du traitement, un changement qui franchisse le seuil de la mesure (79,35) entre fonctionnement altéré et fonctionnement normal, et qui soit supérieur à l’ICF.

Personnes ayant mené l’étude à son terme

Sur les 165 personnes de l’étude, quatre-vingt-seize ont rempli l’OP en fin de traitement. Parmi les soixante-neuf qui ne l’ont pas rempli, dix-neuf étaient suivies en ambulatoire et encore en traitement à la clôture de la collecte des données ; on ne leur a donc pas demandé de remplir l’OP final. Une fois ces personnes écartées, le taux de complétion est de 65,8 % (96/146).

Nous avons analysé l’attrition au moyen d’ANOVA à un facteur pour les mesures d’échelle et de tests du khi-deux pour les mesures nominales. Dans l’ensemble, sur dix-sept variables, aucune différence significative n’est apparue entre les personnes qui avaient rempli l’OP final et les autres. Il y avait toutefois des différences significatives sur deux variables : les personnes mariées, χ² (1, n = 165) = 7,864, p = 0,005, phi = −0,218, et celles qui avaient déjà une expérience de la thérapie, χ² (1, n = 165) = 8,221, p = 0,016, phi = 0,223, étaient significativement plus nombreuses à remplir l’OP en fin de traitement.

Éthique

Un consentement éclairé à la collecte des données du projet a été obtenu auprès de chaque personne participante. L’étude a été approuvée par le service de protection des données de Modum Bad et par le Comité régional d’éthique de la recherche médicale sur l’être humain (REK, n^o 2017/96). L’étude principale est enregistrée sur ClinicalTrials.gov.

Résultats

Les questions de recherche portaient sur les résultats en matière de fonctionnement au travail (SF-RE), de symptômes dépressifs (BDI), de fonctionnement familial (FAD) et de détresse conjugale (RDAS).

Changement et taille d’effet

Comme le montre le tableau 2, nous avons observé une amélioration statistiquement significative entre le début et la fin du traitement pour le fonctionnement au travail (d = 0,34), la dépression (d = 0,38), le fonctionnement familial (d = 0,48) et la détresse conjugale (d = 0,43). Pour permettre la comparaison avec d’autres études, nous avons aussi calculé la taille d’effet entre le début et la fin du traitement pour les personnes qui se situaient dans la zone clinique ou altérée de chaque mesure en début de traitement (t1).

Changement fiable

En appliquant l’approche de la significativité clinique (SC) (Jacobson and Truax, 1991) au fonctionnement au travail, nous avons constaté que les personnes dont le fonctionnement au travail était altéré (< 79,35) en début de traitement (t1) représentaient 52,7 % (n = 87) de l’échantillon total. Comme le montre le tableau 3, 53,7 % de ces personnes se sont améliorées, voire rétablies, de façon fiable entre le début et la fin du traitement.

Corrélations

Nous avons mené deux analyses de corrélation, l’une sur les données du début de la thérapie, l’autre sur celles de la fin (voir tableau 4). Des associations significatives sont apparues entre fonctionnement au travail et dépression, et entre fonctionnement au travail et fonctionnement familial, mais pas entre fonctionnement au travail et détresse conjugale, ni en début ni en fin de traitement.

Analyses de régression

Nous voulions étudier comment prédire le fonctionnement au travail en considérant différents niveaux de la vie de la personne, à partir des mesures individuelles, conjugales et familiales de cette étude. Dans la première régression, nous avons évalué si la prédiction du fonctionnement au travail s’améliorait quand on ajoutait des mesures relationnelles à la mesure individuelle (prédiction en début de traitement). Ensuite, et c’est le point le plus important pour cette étude, nous voulions prédire le fonctionnement au travail en fin de traitement par le changement des mesures individuelles et relationnelles entre le début et la fin du traitement (prédiction en fin de traitement). Les tests statistiques indiquaient que la multicolinéarité ne posait pas de problème notable. Des facteurs d’inflation de la variance (VIF) ont été calculés pour chaque variable prédictive. Selon une règle empirique, un VIF > 10 signale une colinéarité problématique (Field, 2018). Dans nos données, le VIF restait inférieur à 3,2, donc bien en deçà du seuil proposé.

Prédiction en début de traitement

Nous avons utilisé la régression multiple hiérarchique pour évaluer dans quelle mesure le niveau de trois mesures (dépression, détresse conjugale et fonctionnement familial) prédisait le niveau de fonctionnement au travail en début de traitement (t1). Le tableau 5 présente les résultats.

Le niveau de dépression, entré à l’étape 1, explique 46,8 % de la variance du fonctionnement au travail. La détresse conjugale a été ajoutée à l’étape 2 et le fonctionnement familial à l’étape 3. Les deux étapes apportent une variation significative de F. Le modèle final explique 53,4 % de la variance du fonctionnement au travail en début de traitement.

Prédictions en fin de traitement

Comme le montre le tableau 6, nous avons testé si chacune des mesures (dépression, détresse conjugale, fonctionnement familial), prise isolément, pouvait prédire le fonctionnement au travail en fin de traitement (t2), une fois contrôlé le fonctionnement au travail en début de traitement (t1). Nous avons pour cela conduit une régression multiple hiérarchique pour chaque mesure, l’une après l’autre. Aucune des mesures en début de traitement (t1) ne prédisait significativement le fonctionnement au travail en fin de traitement (t2). À l’étape suivante, nous avons entré le niveau de chaque mesure en fin de traitement (t2). Comme les niveaux de début de traitement étaient contrôlés à l’étape 2, on obtenait ainsi un score de changement résiduel pour chacune de ces mesures. Pris isolément, chacun de ces scores de changement prédisait le niveau de fonctionnement au travail en fin de traitement (t2), une fois contrôlé le niveau de fonctionnement au travail en début de traitement (t1).

Enfin, nous avons conduit une régression multiple hiérarchique réunissant toutes les mesures. À la première étape, nous avons contrôlé le fonctionnement au travail en début de traitement (étape 1). À l’étape 2, nous avons ajouté toutes les mesures en début de traitement (t1). Comme le montre le tableau 7, ce modèle (étape 2) ne prédisait pas significativement le niveau de fonctionnement au travail en fin de traitement. À l’étape 3, toutes les mesures en fin de traitement (t2) ont été ajoutées, ce qui donne un score de changement résiduel : le modèle prédit alors 53,8 % du niveau de fonctionnement au travail en fin de traitement.

Discussion

Cette étude aboutit à trois résultats principaux. D’abord, le fonctionnement au travail s’améliore entre le début et la fin du traitement. Ensuite, le niveau de dépression, la détresse conjugale et le fonctionnement familial prédisent le fonctionnement au travail en début de traitement. Enfin, l’amélioration de ces mesures (dépression, détresse conjugale et fonctionnement familial) prédit le fonctionnement au travail en fin de traitement.

À notre connaissance, aucune étude antérieure en TCF n’avait mis en évidence d’amélioration significative du fonctionnement au travail entre le début et la fin du traitement. Dans le groupe des personnes dont le fonctionnement au travail était altéré en début de traitement, nous avons observé une amélioration de ce fonctionnement avec une taille d’effet proche d’un effet important. Par l’approche de la significativité clinique (SC) (Jacobson and Truax, 1991), nous avons constaté que 53,7 % de ce groupe présentaient une amélioration significative du fonctionnement au travail en fin de traitement, un résultat proche de ce qu’on observe habituellement pour d’autres mesures d’amélioration en psychothérapie (Ogles, 2013). Nous avons aussi constaté que 46,3 % ne changeaient pas, voire se dégradaient, entre le début et la fin du traitement sur le fonctionnement au travail. Ce résultat est important à au moins deux titres. Premièrement, il rappelle aux thérapeutes que tout le monde n’est pas aidé par le traitement, même lorsque l’échantillon total change significativement entre le début et la fin. Il en découle un impératif éthique : les thérapeutes doivent redoubler d’attention aux signes d’absence de changement ou de détérioration en cours de traitement, afin d’optimiser le résultat de la thérapie. Pour la recherche, ce résultat fixe un objectif méthodologique : mesurer le résultat au niveau individuel autant qu’au niveau du groupe. Deuxièmement, il suggère qu’il nous faut en savoir davantage sur le groupe des personnes qui ne bénéficient pas du traitement. Bien que les connaissances sur les personnes « non répondeuses » se développent (voir, par exemple, Day et al., 2014 ; Mohr, 1995), cette question n’a, à notre connaissance, pas encore été étudiée dans le champ de la TCF.

Cette étude a aussi montré que les symptômes dépressifs prédisent le niveau de fonctionnement au travail en début de traitement. En élargissant le modèle à la détresse conjugale, puis au fonctionnement familial, la prédiction gagnait en précision à chaque étape. Ce résultat appuie la théorie systémique, selon laquelle les différents domaines de la vie s’influencent mutuellement et un contexte plus large est nécessaire pour comprendre un phénomène (Johnsen and Torsteinsson, 2012). Le prédicteur le plus puissant du fonctionnement au travail en début de traitement était le niveau de dépression, ce qui rejoint les recherches antérieures liant le niveau de symptômes dépressifs à la performance au travail (Adler et al., 2006 ; Kessler et al., 2006 ; Lerner and Henke, 2008 ; Mintz et al., 1992). Les recherches qui montrent ce lien dans l’autre sens sont rares. Aronsson et al. (2015) ainsi que Dahl, Hansen et Vignes (2015) apportent toutefois quelques éléments empiriques indiquant que la détresse conjugale et le fonctionnement familial influent sur le fonctionnement au travail. Dans notre étude, les symptômes dépressifs et la détresse conjugale étaient liés entre eux ; nous faisons donc l’hypothèse que ces variables interagissent mutuellement. De futures recherches devraient étudier plus en détail les médiateurs et les mécanismes de changement qui relient la TCF à l’amélioration du fonctionnement au travail. L’implication clinique de cette prédiction en début de traitement est que la personne thérapeute devrait, avant ou au début de la thérapie, évaluer les difficultés de la personne suivie aux niveaux individuel, relationnel et fonctionnel, afin de disposer de la meilleure compréhension possible pour choisir et discuter les interventions avec les personnes suivies.

Comme indiqué, nous avons aussi examiné si le changement aux niveaux individuel et relationnel prédisait le fonctionnement au travail en fin de traitement. Entre le début et la fin du traitement, les personnes suivies ont progressé sur toutes les mesures retenues. Plus important pour cette étude, l’amélioration des dimensions individuelles et relationnelles de leur vie prédit le niveau de fonctionnement au travail en fin de traitement, séparément (symptômes dépressifs, détresse conjugale, fonctionnement familial) comme ensemble. Cette étude ne permet pas de conclure que la thérapie à elle seule a produit l’amélioration du fonctionnement au travail, même si le rapport du Tavistock Centre for Family Relationships (2018) va dans le sens de cette interprétation. Il reste raisonnable de supposer que la thérapie joue un rôle dans cette amélioration. Un résultat plus solide encore est que ces variables semblent liées entre elles, ce qui confirme l’essence même de la théorie systémique : les questions individuelles et relationnelles sont liées, et un changement sur une variable est censé produire du changement sur les variables qui lui sont reliées (Johnsen and Torsteinsson, 2012). L’implication clinique est donc que le choix de la variable à travailler en premier en thérapie n’est peut-être pas décisif. Nos résultats montrent toutefois que le niveau individuel de dépression rend compte d’une part de la variance du fonctionnement au travail distincte de celle qu’expliquent la détresse conjugale et le fonctionnement familial. Contrairement à la théorie systémique, cela implique donc que, cliniquement, la variable à laquelle on donne la priorité à un moment donné de la thérapie peut avoir son importance. Cette interprétation nous paraît conforme à ce que Pinsof et Lebow (2005) ont appelé la « causalité différentielle » : même si la règle systémique est de considérer que les éléments d’une interaction s’influencent mutuellement, les différentes variables de cette interaction varient en force, en distance et en impact. Cette perspective trouve aussi un appui dans la théorie des réseaux (Borsboom, 2017), qui construit des cartes de réseaux idiographiques à partir des données de chaque personne suivie. Les variables de cette carte (par exemple les symptômes, les comportements, les relations) peuvent être liées entre elles avec une proximité, une force et une centralité différentes. La personne thérapeute et la personne suivie disposent ainsi d’un outil thérapeutique qui indique sur quelle(s) variable(s) se concentrer pour optimiser le changement souhaité dans le système. Considérer certains éléments des relations comme unidirectionnels ne devrait donc pas être perçu comme contraire à une approche systémique.

Cette étude a également mis en évidence une amélioration significative des symptômes dépressifs, de la détresse conjugale et du fonctionnement familial. L’amélioration des symptômes dépressifs rejoint les résultats de Carr (2014a), qui a recensé plusieurs traitements de TCF efficaces pour les problèmes de santé mentale, dont la dépression. Elle diffère de la revue plus ancienne de Sexton et de son équipe (2003), qui concluait à un effet limité de la TCF sur la dépression. Les deux autres améliorations, sur la détresse conjugale et le fonctionnement familial, sont attendues, puisque ces objectifs sont les cibles explicites de la TCF et qu’ils sont empiriquement étayés (Carr, 2014b ; Sexton, Datchi et al., 2013 ; Sexton, Robbins et al., 2003). Les tailles d’effet calculées sur l’échantillon total sont faibles à moyennes, comme dans d’autres études de TCF (Sexton et al., 2013). Une remarque sur ces tailles d’effet : l’échantillon total réunit des personnes très diverses, dont la détresse déclarée va de légère à sévère. Cette combinaison peut très bien se présenter au sein d’un même couple ou d’une même famille ; les thérapeutes de couple et de famille savent bien qu’un membre du couple peut déclarer plus de détresse que l’autre. Sur le plan méthodologique, inclure l’échantillon total dans le calcul de la taille d’effet aplanit cette variation et masque la gravité de la situation des personnes les plus en détresse. Pour l’illustrer : en retenant un sous-échantillon des personnes les plus altérées de notre étude, ce qui serait comparable à une psychothérapie individuelle, nous avons obtenu des tailles d’effet moyennes à élevées, semblables à celles de la psychothérapie en général (Ogles, 2013). Il importe de souligner ce phénomène, car les tailles d’effet sont la référence habituelle pour comparer l’efficacité des psychothérapies. Si l’on calcule des tailles d’effet sans tenir compte de cette variation propre à la TCF, elles risquent de ne pas être comparables à celles de la psychothérapie individuelle.

Points forts, limites et pistes de recherche

Inclure des données des trois niveaux de soins de TCF en Norvège et adopter un plan naturaliste renforce la validité écologique de notre étude. Malheureusement, la taille de notre échantillon ne permettait pas d’analyser d’éventuelles différences entre les lieux. Nous n’avons pas utilisé de manuels de traitement et n’avons donc contrôlé ni l’adhésion ni la compétence. C’est une force du point de vue naturaliste, mais aussi une limite, car la variabilité du traitement (orientation thérapeutique, méthodes spécifiques, qualité de l’alliance) peut être grande. Nous avons toutefois contrôlé l’identification théorique des thérapeutes, et la quasi-totalité de l’équipe thérapeutique se reconnaissait dans la thérapie familiale ou systémique. Avec le recul, nous regrettons de ne pas disposer d’enregistrements vidéo des thérapies, qui auraient pu éclairer ces points. Les tailles d’effet de notre étude, comparables aux résultats d’autres études, suggèrent que la thérapie délivrée était, dans l’ensemble, de qualité satisfaisante. Tous les cas inclus comportaient une composante de feedback, fourni par le système STIC. Une limite du travail présenté ici est que nous n’avons pas contrôlé la manière dont les thérapeutes ont utilisé ce feedback au fil de la thérapie. Bien que les tailles d’effet aient été bonnes, l’analyse du changement fiable a montré que beaucoup de personnes n’ont pas bénéficié du traitement. Nous proposons donc de poursuivre la recherche sur le groupe des personnes qui ne tirent pas profit de la TCF, d’autant que classer les personnes suivies en « répondeuses » et « non répondeuses » peut poser problème (Senn, 2018). Nous proposons aussi d’étudier en détail la relation entre TCF et fonctionnement au travail (médiateurs et mécanismes de changement).