L’alliance thérapeutique, ou alliance de travail, est étudiée depuis longtemps, et la clinique comme la recherche tiennent pour acquis que construire des alliances solides avec les personnes suivies contribue de façon importante aux résultats positifs de la psychothérapie. 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 de la thérapie (Bordin, 1979 ; Elvins and Green, 2008). L’alliance s’est en effet révélée être un facteur commun important de l’efficacité des traitements psychosociaux chez les adultes (Flückiger, Del Re, Wampold and Horvath, 2018), les jeunes (Karver, De Nadai, Monahan and Shirk, 2018 ; Murphy and Hutton, 2018) et les familles (Friedlander, Escudero, Welmers-van de Poll and Heatherington, 2018 ; Welmers-van de Poll et al., 2018).

Dans le traitement familial conjoint, construire des alliances est complexe, parce que la personne thérapeute développe simultanément des alliances avec différents membres de la famille (Friedlander, Escudero and Heatherington, 2006). Comme les membres de la famille diffèrent dans leurs attentes envers le traitement et envers la personne thérapeute, la force de ces alliances peut varier, et des écarts peuvent donc apparaître entre les alliances des différents membres de la famille avec la personne thérapeute. Des études antérieures indiquent que les écarts d’alliance au sein de la famille contribuent aux abandons de traitement (Muñiz de la Peña, Friedlander and Escudero, 2009 ; Robbins et al., 2008 ; Robbins et al., 2003). En outre, une méta-analyse sur l’alliance en thérapie de couple et de famille a montré que ces écarts d’alliance prédisent encore plus fortement un résultat défavorable du traitement que des alliances individuelles problématiques avec la personne thérapeute (Friedlander et al., 2018).

Bien que la recherche sur l’alliance dans le traitement familial se soit fortement développée au cours des deux dernières décennies (pour une méta-analyse, voir Welmers-van de Poll et al., 2018), peu de travaux saisissent les aspects de l’alliance propres au traitement familial, comme les écarts d’alliance. D’importantes questions restent sans réponse : comment les processus d’alliance évoluent-ils et interagissent-ils dans un contexte systémique, et comment les évaluer au mieux pendant le traitement ? D’abord, l’évolution des écarts d’alliance entre la personne thérapeute et les différents membres de la famille au cours du traitement reste peu étudiée. Ensuite, bien que la personne thérapeute joue probablement un rôle clé dans le lien entre alliance et résultats (Baldwin, Wampold and Imel, 2007), et qu’elle doive repérer et réparer les écarts d’alliance problématiques, on ne sait pas encore si, ni comment, les thérapeutes tiennent compte des alliances multiples et de leurs écarts dans le traitement familial. Pour répondre à ces questions, nous avons cherché dans cette étude à examiner la fréquence et l’évolution des écarts d’alliance dans un traitement familial à domicile néerlandais destiné aux problèmes des jeunes, en portant une attention particulière à la manière dont les thérapeutes évaluent les alliances multiples et leurs écarts.

Les écarts d’alliance dans le traitement familial

Le premier objectif de cette étude était de vérifier si des écarts apparaissaient entre les alliances des différents membres de la famille avec la personne thérapeute, et comment ils évoluaient au cours du traitement familial. Étant donné les différences entre les membres de la famille et leur rôle pendant le traitement, on peut s’attendre à ce que les écarts d’alliance soient la règle plutôt que l’exception. Par exemple, dans le traitement familial, ce sont le plus souvent les parents qui sont à l’origine de la demande, et les enfants ou les adolescents ne participent pas toujours de leur plein gré (Friedlander, Escudero, Welmers-van de Poll and Heatherington, 2019 ; Shirk, Caporino and Karver, 2010). Cela peut peser sur l’alliance entre les thérapeutes et les jeunes, comme l’a illustré l’étude de Robbins et al. (2006) sur la thérapie familiale. Dans cette étude, les mères avaient avec la personne thérapeute des alliances significativement plus fortes que leurs fils. En outre, comme dans beaucoup d’autres cultures, les mères néerlandaises sont en général plus impliquées que les pères dans l’éducation des enfants (Sociaal Cultureel Planbureau, 2018), et des recherches antérieures ont montré que les services d’aide à la jeunesse et de soin consultent ou associent plus souvent les mères que les pères pour les questions qui concernent leurs enfants (Hoogeveen, 2018). Dans le traitement familial, les thérapeutes pourraient donc nouer des alliances plus fortes avec les mères qu’avec les pères.

Si les écarts d’alliance sont probables pendant le traitement familial, leur ampleur peut varier au fil du processus. Plusieurs études ont montré que la force de l’alliance change pendant le traitement (Ardito and Rabellino, 2011 ; Horvath, 2006 ; Karver and Carporino, 2010 ; Weiss, Kivity and Huppert, 2014). Par conséquent, l’ampleur des écarts entre les alliances des différents membres de la famille pourrait elle aussi changer. Idéalement, à mesure que le traitement avance, la personne thérapeute cherche à équilibrer les différentes alliances et à renforcer les alliances faibles, ce qui réduit les écarts d’alliance.

L’évaluation des alliances par les thérapeutes dans le traitement familial

Le second objectif de cette étude était d’examiner le point de vue des thérapeutes sur les alliances multiples et leurs écarts dans le traitement familial. Comme on attend de la personne thérapeute qu’elle joue un rôle clé dans l’amélioration des processus d’alliance, il importe qu’elle soit capable d’évaluer et de suivre les alliances pendant le traitement familial. Sa perception des alliances n’est pourtant pas toujours exacte, en raison de son implication personnelle auprès de la famille, et elle peut être biaisée par de fortes réactions personnelles envers certains membres de la famille (Muñiz de la Peña, Friedlander and Escudero, 2009). Dans cette étude, nous avons mis en avant deux aspects particuliers du point de vue des thérapeutes sur les alliances dans le traitement familial.

Le premier aspect est l’évaluation juste des écarts d’alliance par la personne thérapeute, condition pour réparer les écarts problématiques. Une étude comparant les évaluations de l’alliance par les thérapeutes aux autoévaluations de personnes suivies en individuel a montré que les thérapeutes surestimaient systématiquement les alliances faibles et sous-estimaient les alliances fortes (Hartman, Joos, Orlinsky and Zeeck, 2015). Ce pourrait être aussi le cas dans le traitement familial, ce qui conduirait les thérapeutes à sous-estimer les écarts d’alliance. En outre, l’indicateur le plus visible de la force de l’alliance, pour une personne thérapeute, est le comportement des membres de la famille pendant les séances. Or, dans le traitement familial, les membres de la famille s’observent mutuellement dans leurs interactions avec la personne thérapeute, ce qui peut susciter de la honte et une réticence à montrer ses pensées et ses sentiments intimes (Friedlander et al., 2006). C’est ce qu’a illustré une petite étude sur les différences, au sein d’une même famille, dans le lien émotionnel avec la personne thérapeute. Dans cette étude, des écarts dans le lien émotionnel avec la personne thérapeute ressortaient aussi bien des autoévaluations des personnes suivies que des évaluations par observation, mais ils étaient plus importants dans les autoévaluations, ce qui indique que les interactions observées des personnes suivies avec la personne thérapeute ne reflétaient qu’en partie leurs autoévaluations (Muñiz de la Peña, Friedlander and Escudero, 2009).

Le second aspect de l’évaluation des alliances par les thérapeutes est la mesure dans laquelle leur point de vue concorde avec celui des membres de la famille. Des études sur la psychothérapie d’adultes et de jeunes indiquent que la concordance entre les évaluations de l’alliance par la personne thérapeute et par la personne suivie conduit à de meilleurs résultats (Bachelor, 2013 ; Fjermestad et al., 2016 ; Kivlighan, 2007 ; Rozmarin et al., 2008 ; Zilcha-Mano, Snyder and Silberschatz, 2017). Dans le traitement familial, suivre l’alliance avec les membres de la famille qui s’impliquent peu pourrait être plus difficile qu’avec les membres qui s’impliquent beaucoup. Il pourrait en résulter des différences entre membres de la famille dans le degré d’accord entre la personne thérapeute et chaque membre sur leur alliance. Comme nous l’avons avancé plus haut, ce sont le plus souvent les parents qui engagent le traitement, et les mères sont en général plus impliquées que les pères dans les questions d’éducation. Les thérapeutes pourraient donc se centrer d’abord sur l’alliance avec les parents (surtout les mères) plutôt qu’avec les jeunes, et, par conséquent, évaluer l’alliance de façon plus concordante avec les parents (surtout les mères) qu’avec les jeunes.

La présente étude

Cette étude visait à mieux comprendre les écarts d’alliance et la manière dont les thérapeutes évaluent les alliances multiples et leurs écarts dans le traitement familial. Notre première question de recherche était la suivante : des écarts apparaissent-ils entre les alliances des différents membres de la famille dans le traitement familial, et comment évoluent-ils au cours du traitement ? À partir de la littérature examinée, nous avons formulé les hypothèses suivantes : (1) il existe des écarts significatifs dans la force de l’alliance entre les membres de la famille, plus précisément, les parents ont des alliances plus fortes avec la personne thérapeute que les jeunes, et les mères des alliances plus fortes que les pères ; et (2) les écarts d’alliance diminuent au cours du traitement.

Notre seconde question de recherche était la suivante : comment se fait l’évaluation des alliances multiples et des écarts d’alliance par les thérapeutes ? Nous avons formulé ici les hypothèses suivantes : (1) lorsque les thérapeutes rendent compte de leurs alliances multiples avec différents membres de la famille, les écarts entre ces alliances sont moindres que dans les évaluations par observation et dans les autoévaluations des membres de la famille ; et (2) l’alliance rapportée par les thérapeutes est plus fortement associée à l’alliance rapportée par les parents qu’à celle rapportée par les jeunes, et plus fortement corrélée à l’alliance rapportée par les mères qu’à celle rapportée par les pères.

Les résultats de cette étude pourraient servir de cadre pour approfondir l’étude de l’alliance comme facteur thérapeutique commun dans le traitement familial, et aider les thérapeutes à suivre et à optimiser les processus d’alliance afin d’améliorer les résultats du traitement.

Méthode

Participation et cadre du traitement

L’échantillon comprenait 92 parents (n = 57 mères ou belles-mères, n = 35 pères ou beaux-pères) et 61 enfants issus de 61 familles. L’âge moyen de l’enfant pour qui le traitement avait été indiqué était de 10,2 ans (ET = 4,5 ; étendue 0,3–17,8). L’âge moyen des enfants participant à l’étude était de 11,0 ans (ET = 3,1 ; étendue 4–17), et celui des parents de 39,6 ans (ET 8,3 ; étendue 25–57). Dans trois familles, l’un des parents ou les deux étaient nés dans un autre pays occidental, et dans quatre 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 destiné aux problèmes des jeunes, appelé Intensieve Pedagogische Thuishulp (IPT, Van der Steege, 2007). Elles étaient suivies par 36 membres du personnel IPT (14 % d’hommes ; âge moyen M 42,7 ; ET = 9,6), qui avaient en moyenne 8,4 années (ET = 4,6) d’expérience dans cette fonction. Toutes ces personnes étaient titulaires d’un diplôme de niveau licence (ou post-licence) dans le champ du travail social.

L’Intensieve Pedagogische Thuishulp (IPT, Van der Steege, 2007) est, 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. Le traitement adopte une approche systémique, 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 (Van der Steege, 2007). Pendant le traitement, une personne de l’équipe IPT se rend dans 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 quarante-neuf semaines en moyenne (ET = 29,7 ; étendue 12–168).

Procédure

Les familles participantes provenaient de quatre équipes spécialisées dans l’IPT, rattachées à deux organismes néerlandais d’aide à la jeunesse. Lorsqu’une famille commençait un traitement avec une personne de l’une des équipes participantes, elle était informée du projet de recherche par cette personne ou par l’institution, et recevait une lettre d’information. Dans une équipe, tout le personnel IPT demandait directement aux familles suivies de participer. Dans les trois autres, un membre de l’équipe de recherche appelait la famille pour lui proposer de participer. On proposait aux enfants de remplir le Working Alliance Inventory (WAI), et on les incluait dans le codage des observations à l’aide du System for Observing Family Therapy Alliances (SOFTA) à partir de 8 ans. On demandait aux thérapeutes de rendre compte de leurs alliances avec l’ensemble des membres de la famille engagés dans le traitement, quel que soit leur âge. Les membres des familles participantes ayant 12 ans ou plus ont signé un formulaire de consentement éclairé, et le projet a été approuvé par le comité d’éthique de la faculté des sciences sociales et comportementales de l’université d’Amsterdam. Toutes les familles participantes ont reçu une carte-cadeau de 10 €, et deux familles, tirées au sort, ont reçu un bon pour visiter un zoo ou un parc d’attractions de leur choix.

Lorsqu’une famille participait, deux séances avec la personne de l’équipe IPT étaient filmées au domicile familial. Pour T1, en début de traitement, c’est la troisième séance qui a été filmée (exceptionnellement la quatrième ou la cinquième). Nous avons choisi la troisième séance parce que les familles étaient informées de la recherche et invitées à envisager leur participation lors de la première séance. En choisissant la troisième, nous leur laissions un peu de temps pour réfléchir, tout en restant dans la phase de démarrage du traitement, qui dure environ six semaines dans ce modèle (Van der Steege, 2007). La seconde observation filmée (T2) avait lieu deux mois plus tard, lorsque le traitement était dans sa phase de changement actif. Pour quatorze familles, aucune mesure à T2 n’était disponible, parce que le traitement était déjà terminé (n = 5), ou parce que la personne thérapeute ou la famille ne souhaitait plus participer en raison d’un changement de situation (n = 9). Deux familles n’avaient pas de mesure à T1, et quatre familles n’ont participé qu’en remplissant le WAI, sans observation filmée. Aucune de ces quatre familles n’a répondu à la demande de remplir le WAI à T2. Les sorties d’étude n’ont pas été exclues, car cela aurait pu réduire la représentativité clinique de notre étude. Nous avons comparé les mesures d’alliance à T1 des familles sorties de l’étude et des familles qui l’ont achevée, au moyen d’une régression multiniveau d’une variable dichotomique de sortie d’étude à T2 sur l’alliance rapportée à T1 par les personnes suivies, par les thérapeutes et par observation, et n’avons trouvé aucune différence significative (p = 0,586), ce qui rend peu probable une attrition sélective.

Mesures

Working Alliance Inventory, forme courte (WAI-s). Pour évaluer l’alliance telle que la perçoivent les thérapeutes et les membres de la famille, nous avons utilisé la forme courte du Working Alliance Inventory (WAI-s ; Horvath and Greenberg, 1989 ; Killian, Forrester, Westlake and Antonopoulou, 2017). Le questionnaire compte douze items (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) et mesure les dimensions de tâche, d’objectif et de lien de l’alliance sur une échelle de Likert en 5 points, de 1 (jamais) à 5 (toujours). Dans le présent échantillon, l’alpha de Cronbach de la version thérapeute était de 0,85 à T1 et de 0,88 à T2, et celui de la version destinée aux personnes suivies de 0,91 à T1 et de 0,92 à T2.

System for Observing Family Therapy Alliances (SOFTA-o). Le SOFTA-o (Friedlander, Escudero and Heatherington, 2006) 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 professionnelle, à partir de la définition classique de l’alliance de Bordin (1979) : l’Engagement dans le processus thérapeutique, qui représente les éléments de tâche et d’objectif 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.

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 : « La personne décrit ou discute un plan pour améliorer la situation » ou « La personne se montre indifférente aux tâches ou au processus de la thérapie (par exemple, adhésion de pure forme, “je ne sais pas”, décrochage) » pour l’Engagement ; « La personne partage un moment de légèreté ou une plaisanterie avec la personne thérapeute » ou « La personne évite le contact visuel avec la personne thérapeute » pour la Connexion émotionnelle ; « La personne laisse entendre ou affirme que la thérapie est un lieu sûr » ou « La personne exprime de l’anxiété de façon non verbale » pour la Sécurité ; et « Les membres de la famille se demandent mutuellement leur point de vue » ou « Les membres de la famille se blâment mutuellement » pour le Sentiment partagé d’un objectif. Après avoir observé la séance, en fonction de la fréquence, de l’intensité et de la portée clinique des comportements relevés, les personnes chargées du codage attribuent à chaque dimension une note globale sur une échelle de Likert en 7 points, de –3 (extrêmement problématique) à +3 (extrêmement fort). Pour les besoins de cette étude, le SOFTA-o a été traduit de l’anglais vers le néerlandais, selon les recommandations de Van Widenfelt, Treffers, De Beurs, Siebelink et Koudijs (2005).

Pour coder les séances IPT filmées avec le SOFTA-o, nous avons pris pour guide le manuel de formation de Friedlander et al. (2005). La personne qui signe en premier a été formée par le professeur Escudero, l’un des concepteurs de l’instrument. Après la formation et la traduction du manuel, elle a codé douze enregistrements comportant au moins deux membres de la famille en séance, pour servir de référence. Les dilemmes de codage ont été discutés avec le professeur Escudero. Ensuite, trois personnes inscrites en master de sciences de l’éducation à l’université d’Amsterdam ont reçu une formation au codage de quinze heures, réparties sur cinq semaines. Cette formation présentait le cadre théorique du SOFTA, les consignes de codage, du matériel d’entraînement fourni par les concepteurs et du matériel d’entraînement néerlandais tiré de la série télévisée néerlandaise In Therapie (En thérapie). Chaque personne formée a codé de façon indépendante au moins dix enregistrements, afin d’améliorer sa fiabilité par rapport aux codages de référence de 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 aux échelles ne diffèrent pas de plus d’un point dans 90 % des cas.

Après la formation, chaque personne chargée du codage a évalué une sélection aléatoire des enregistrements. Les dilemmes de codage étaient discutés, et les passages difficiles codés par consensus lors de réunions de l’équipe de codage toutes les deux semaines. Au total, quatre-vingt-dix séances ont été codées de façon indépendante après la formation. Parmi elles, quinze séances tirées au hasard (16,7 %) ont été codées une seconde fois par la personne qui signe en premier, sans que l’équipe de codage sache quelles séances étaient doublement codées. Pour évaluer la fidélité interjuges, nous avons calculé des coefficients de corrélation intraclasse pour les quinze séances doublement codées, en utilisant les mesures simples d’un modèle mixte à deux facteurs fondé sur l’accord absolu (Koo and Li, 2016). La présente étude portant sur les écarts entre alliances individuelles, nous n’avons utilisé que les sous-échelles Engagement et Connexion émotionnelle du SOFTA, dont nous avons fait la moyenne pour obtenir une échelle combinée. Les scores de ces deux sous-échelles étaient significativement corrélés (T1 : r = 0,306, p = 0,003 ; T2 : r = 0,421, p < 0,001). Le coefficient de corrélation intraclasse (CCI) de l’échelle combinée était de 0,44. 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.

Analyses statistiques

Les écarts ont été testés à l’aide d’un modèle à deux niveaux, afin d’augmenter la puissance statistique et de tenir compte de la dépendance des données, 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 les familles. Pour analyser les écarts, nous avons ajouté à ce modèle un modérateur catégoriel, le membre de la famille (mère, père, jeune). Pour permettre l’analyse de cette variable catégorielle, nous avons créé des variables indicatrices contenant toute l’information de la variable catégorielle d’origine. Pour analyser l’évolution des différences entre membres de la famille, nous avons calculé les CCI du modèle à deux niveaux à T1 et à T2. Pour vérifier si les écarts différaient selon la source d’évaluation, nous avons analysé les interactions entre deux variables modératrices, le membre de la famille et la source d’évaluation de l’alliance (thérapeute, personne suivie, observation). Pour tester la concordance entre les évaluations de l’alliance par les thérapeutes et les autoévaluations des membres de la famille, nous avons calculé le r de Pearson pour toutes les dyades thérapeute/membre de la famille. Nous avons comparé ces corrélations en calculant la statistique de test z et la valeur p correspondante (Lenhard and Lenhard, 2014).

Résultats

Analyses préliminaires

Nous avons d’abord calculé les moyennes et les écarts types de l’alliance pour tous les membres de la famille et toutes les sources d’évaluation. Les résultats figurent dans le tableau 1. Dans l’ensemble, quelle que soit la source (thérapeutes, personnes suivies, observation), les alliances avec les mères étaient les plus fortes à T1 comme à T2, suivies de celles avec les pères, puis avec les jeunes. Les personnes suivies donnaient les évaluations de l’alliance les plus élevées, suivies des évaluations par observation, puis de celles des thérapeutes, sauf pour les alliances avec les pères et les mères à T2 (les scores des thérapeutes y étaient plus élevés que ceux de l’observation, mais restaient inférieurs à ceux des personnes suivies). Pour vérifier si les différences entre sources d’évaluation étaient significatives, nous avons ajouté la source d’évaluation de l’alliance comme variable modératrice à notre modèle à deux niveaux. Comme le montre le tableau 2, nous avons trouvé des différences significatives entre les sources d’évaluation de l’alliance, ce qui indique que les thérapeutes rapportaient en général des alliances plus faibles que les personnes suivies et que l’observation, à T1 comme à T2.

Écarts d’alliance

Le tableau 3 présente les résultats des analyses de régression multiniveau des alliances, avec le rôle familial comme variable modératrice. Nous avons trouvé des différences significatives entre les mères, les pères et les jeunes dans leurs alliances avec la personne thérapeute. Conformément à notre première hypothèse, les alliances avec les parents étaient plus fortes qu’avec les jeunes, à T1 comme à T2, et les alliances avec les mères plus fortes qu’avec les pères, à T1 comme à T2.

Pour vérifier si les écarts entre membres de la famille diminuaient au cours du traitement, nous avons calculé, dans le modèle multiniveau, le CCI entre toutes les alliances, toutes sources d’évaluation confondues. À T1, le CCI était de 0,12 (p < 0,01), ce qui indique une faible corrélation intrafamiliale entre les alliances avec les différents membres de la famille. À T2, le CCI était de 0,35 (p < 0,05), ce qui indique que les différences d’alliance au sein des familles s’étaient réduites, conformément à notre hypothèse.

L’évaluation des alliances par les thérapeutes

Concernant l’évaluation des écarts d’alliance par les thérapeutes, les analyses multiniveaux d’interaction entre membre de la famille et source d’évaluation de l’alliance n’ont montré aucune différence significative entre thérapeutes, personnes suivies et observation dans les écarts d’alliance rapportés. Contrairement à notre hypothèse, cela indique que les thérapeutes rapportent des différences d’alliance entre membres de la famille comparables à celles des autoévaluations et des évaluations par observation.

Notre hypothèse selon laquelle le point de vue des thérapeutes concorde davantage avec les autoévaluations pour les alliances des parents que pour celles des jeunes, et pour les alliances des mères que pour celles des pères, a été partiellement confirmée. Comme le montre le tableau 4, les évaluations par les thérapeutes de l’alliance avec les mères présentaient une corrélation positive modérée avec les autoévaluations des mères à T1, et une corrélation forte à T2, toutes deux significatives. Les évaluations par les thérapeutes des alliances avec les pères étaient légèrement et négativement corrélées aux autoévaluations des pères à T1, tout comme les évaluations des alliances avec les jeunes étaient légèrement et négativement corrélées aux autoévaluations des jeunes à T1. Aucune de ces deux corrélations n’était toutefois significative. La différence entre mères et pères dans la force de la corrélation entre évaluations des thérapeutes et autoévaluations relevait d’une tendance (z = 1,533, p = 0,063). Les différences entre mères et jeunes (z = 1,064, p = 0,144) et entre pères et jeunes (z = −0,246, p = 0,403) dans la force de cette corrélation n’étaient pas significatives. Ces résultats étaient partiellement conformes à notre hypothèse : ils indiquent dans une certaine mesure que le point de vue des thérapeutes sur l’alliance concordait davantage avec celui des mères qu’avec celui des pères, mais pas qu’il concordait significativement davantage avec celui des parents qu’avec celui des jeunes.

À T2, les corrélations entre les évaluations de l’alliance par les thérapeutes et les autoévaluations ont augmenté pour les mères comme pour les pères, sans différence significative dans la force de ces corrélations (z = −0,632, p = 0,264). Contrairement à notre hypothèse, cela indique que, dans la phase de changement actif du traitement, le point de vue des thérapeutes sur l’alliance concordait autant avec celui des mères qu’avec celui des pères. Pour les alliances avec les jeunes, la corrélation entre évaluation des thérapeutes et autoévaluation à T2 était faible et non significative. Les différences de corrélation entre évaluations des thérapeutes et autoévaluations étaient significatives entre mères et jeunes (z = 1,793, p = 0,036) comme entre pères et jeunes (z = 1,771, p = 0,038). Cela indique, comme nous en avions fait l’hypothèse, que dans la phase de changement actif le point de vue des thérapeutes sur l’alliance concordait davantage avec celui des parents qu’avec celui des jeunes.

Discussion

Nous avons examiné (a) si des écarts apparaissent entre les alliances avec les différents membres de la famille dans le traitement familial, et comment ils évoluent au cours du traitement, et (b) comment les thérapeutes évaluent les alliances multiples et leurs écarts, dans un traitement familial à domicile néerlandais destiné aux problèmes des jeunes.

Les écarts d’alliance dans le traitement familial

Nos résultats confirment nos hypothèses : des écarts apparaissent entre les membres de la famille, mais ils se réduisent quelque peu au cours du traitement. Quelle que soit la source d’évaluation de l’alliance, les mères avaient avec la personne thérapeute des alliances plus fortes que les pères. Ce résultat pourrait s’expliquer en partie par le fait que les contacts pendant le traitement semblent les plus intenses avec les mères : dans notre étude, les mères étaient présentes à 93 % des séances observées, contre 35 % seulement pour les pères. Lorsque les contacts avec les mères sont plus fréquents qu’avec les pères pendant le traitement, les alliances avec les mères ont peut-être aussi plus de temps et d’occasions de se développer, et pourraient donc être plus fortes.

Les différences de force d’alliance entre pères et mères pourraient aussi s’expliquer par une concordance de genre entre les mères et les thérapeutes, puisque la plupart des thérapeutes de l’échantillon (86 %) étaient des femmes. Cette hypothèse est également étayée par des études antérieures sur l’effet de la concordance de genre sur l’alliance ou sur la satisfaction à l’égard de la relation thérapeutique, qui indiquent que les dyades cliente-thérapeute féminines ont les alliances les plus fortes dans le traitement des addictions chez l’adulte et l’adolescent (Kuusisto and Artkoski, 2013 ; Wintersteen et al., 2005), en thérapie conjugale et familiale (Johnson and Caldwell, 2011) et dans un ensemble de traitements psychosociaux variés pour adultes (Bhati, 2014). Bhati (2014) parle cependant d’un « effet féminin » général plutôt que d’un effet de concordance de genre, puisque dans son étude les dyades comprenant une thérapeute femme, même avec un client homme, avaient des alliances plus fortes que les dyades comprenant un thérapeute homme. Il faut noter que, dans tous ces échantillons comme dans le nôtre, les thérapeutes hommes étaient sous-représentés, voire absents. Des recherches incluant davantage de thérapeutes hommes sont donc nécessaires pour tirer des conclusions valides sur l’effet de la concordance de genre sur l’alliance.

Concernant les écarts d’alliance, nous avons aussi constaté que les parents avaient des alliances plus fortes que les jeunes. Ce résultat était conforme à notre hypothèse et aux résultats méta-analytiques de Roest et al. (2020). Selon cette équipe, construire des alliances avec les enfants et les adolescents (ci-après « jeunes ») peut être compliqué par des questions de développement, comme les limites cognitives des plus jeunes enfants pour comprendre la nécessité du traitement. À l’adolescence, les conflits avec les parents sur la nécessité et le but du traitement et les difficultés à accepter l’autorité peuvent constituer un facteur de complication. Dans le traitement familial, former une alliance avec les enfants ou les adolescents pourrait être plus complexe encore, car ce sont des partenaires d’interaction moins puissants que les adultes, et la présence des parents en séance (même partielle) peut susciter de la honte et une hésitation à s’ouvrir (Escudero and Friedlander, 2017). Bien que l’écoute reçue pendant le traitement semble très importante pour les jeunes en thérapie familiale (Strickland-Clark, Campbell and Dallos, 2000), jouer un rôle actif dans un processus de traitement conjoint avec des adultes est difficile pour les jeunes et devrait donc être soigneusement accompagné par la personne thérapeute, verbalement comme non verbalement (Escudero and Friedlander, 2017 ; O’Reilly, 2008).

L’évaluation des alliances par les thérapeutes dans le traitement familial

Nous n’avons trouvé aucune différence significative dans les écarts d’alliance entre les évaluations des thérapeutes, les autoévaluations et les évaluations par observation, ce qui indique que les thérapeutes évaluent les différences d’alliance de façon comparable à l’observation et aux autoévaluations des membres de la famille. Ce résultat souligne à la fois la robustesse du phénomène des écarts d’alliance et la capacité des thérapeutes à repérer les différences entre les alliances des membres de la famille. Notre étude est probablement la première à associer mesures par observation, autoévaluations et évaluations des thérapeutes pour étudier les écarts d’alliance. D’autres recherches sont nécessaires pour étayer davantage la capacité des thérapeutes à reconnaître avec justesse les écarts d’alliance.

Les évaluations de l’alliance par les thérapeutes étaient modérément associées à l’alliance autoévaluée par les mères en début de traitement, mais il n’y avait pas de corrélation entre évaluations des thérapeutes et autoévaluations pour les pères et les jeunes. Cela indique qu’au début du traitement, les thérapeutes ne partagent pas le point de vue des pères ni celui des jeunes sur l’alliance. Il semble qu’en début de traitement, le point de vue des thérapeutes sur l’alliance soit le plus proche de celui des mères, qui, dans notre échantillon, étaient la partie la plus impliquée dans le traitement. Ces résultats doivent toutefois être interprétés avec prudence, car à T1 les différences de corrélation entre évaluations des thérapeutes et autoévaluations ne relevaient que d’une tendance pour la différence entre pères et mères, et n’étaient pas significatives pour les différences entre parents et jeunes.

Il est intéressant de constater que l’association entre les évaluations par les thérapeutes de l’alliance avec les pères et les autoévaluations des pères s’est nettement renforcée au cours du traitement. À T2, la corrélation était significative et forte, comparable à l’association entre évaluations des thérapeutes et autoévaluations pour les alliances des mères à T2. Apparemment, lorsque les thérapeutes passent plus de temps en traitement avec les pères, une perception plus partagée de leur alliance se construit. En revanche, les corrélations entre évaluations des thérapeutes et autoévaluations de l’alliance avec les jeunes ont à peine augmenté pendant le traitement, ce qui indique que, même à mesure que le processus avance, les thérapeutes ne partagent toujours pas le point de vue des jeunes sur l’alliance. Ce résultat contraste avec les résultats méta-analytiques de Roest et al. (2020), qui ont trouvé une corrélation modérée entre alliances rapportées par les thérapeutes et autoévaluées par les jeunes en psychothérapie de l’enfant et de l’adolescent. Peut-être l’absence de perception partagée entre thérapeutes et jeunes que nous avons observée est-elle propre à l’alliance avec les jeunes dans le traitement familial conjoint, où les thérapeutes pourraient se centrer davantage sur l’alliance avec les parents. Il faut toutefois noter que, dans notre échantillon, le nombre de jeunes ayant autoévalué l’alliance était faible, et que d’autres recherches sont nécessaires pour tirer des conclusions valides sur l’association entre évaluations des thérapeutes et autoévaluations de l’alliance avec les jeunes dans le traitement familial.

Limites, points forts et pistes de recherche

Plusieurs limites de cette étude doivent être prises en compte dans l’interprétation de nos résultats. D’abord, nous avons analysé les données d’un échantillon très hétérogène quant aux problèmes visés, à l’âge des enfants adressés et aux membres de la famille présents lors des séances observées. En outre, seul un petit nombre de pères et de jeunes disposant d’autoévaluations et d’évaluations par observation de l’alliance figurait dans l’échantillon. Par ailleurs, en comparant les évaluations de l’alliance par les thérapeutes, les personnes suivies et l’observation, il se peut que les résultats soient en partie faussés par un biais lié à la source d’information. Autrement dit, les différences entre les alliances autoévaluées par les membres de la famille pourraient tenir au fait que des sources différentes rendent compte d’alliances différentes (par exemple, la mère rend compte de l’alliance de la mère, le père de celle du père, etc.), alors que, dans les évaluations des thérapeutes et de l’observation, les différentes alliances sont évaluées par la même personne (par exemple, la personne thérapeute rend compte à la fois de l’alliance de la mère et de celle du père).

Une dernière limite de l’étude tient à la faible fidélité interjuges des évaluations de l’alliance par observation (CCI = 0,44), même si elle reste suffisante (Cicchetti, 1994). Selon Koo et Li (2016), cependant, un CCI relativement faible peut s’expliquer par une faible variabilité entre les sujets de l’échantillon, un petit nombre de sujets (k < 30) ou un petit nombre de juges (n < 3). Koo et Li recommandent qu’une étude de fidélité porte sur au moins trente échantillons hétérogènes évalués par au moins trois juges avant d’interpréter de faibles CCI comme une mauvaise fidélité. Dans notre étude, la plupart des séances ont été codées par une seule personne, ce qui produit mécaniquement un accord plus faible qu’un codage par consensus à deux ou trois.

Malgré ses limites, notre étude enrichit à plusieurs titres les connaissances sur l’alliance dans le traitement familial. À notre connaissance, c’est la première étude sur l’alliance dans le contexte indiscipliné du traitement familial à domicile qui porte sur les alliances multiples avec différents membres de la famille en associant observations, évaluations des thérapeutes et autoévaluations des personnes suivies. En outre, nous avons utilisé un modèle multiniveau pour tenir compte de la dépendance statistique, ce qui nous a permis de comparer les alliances des différents membres de la famille quelle que soit la source d’évaluation, et de comparer différents points de vue (thérapeute, personne suivie, observation) sur les écarts d’alliance. Enfin, le recours à deux temps de mesure a permis d’analyser l’évolution des écarts d’alliance entre membres de la famille et de la concordance entre évaluations des thérapeutes et autoévaluations des personnes suivies.

Les recherches futures sur l’alliance dans le traitement familial devraient examiner l’effet sur les résultats du traitement des écarts d’alliance entre membres de la famille, ainsi que de la concordance entre évaluations des thérapeutes et autoévaluations. Idéalement, ces recherches adopteraient une approche développementale, puisque nos résultats montrent que les écarts d’alliance et la concordance entre évaluations des thérapeutes et autoévaluations évoluent au cours du traitement. Concernant les écarts d’alliance, des études antérieures apportent quelques éléments indiquant que les écarts entre membres d’une même famille contribuent aux abandons de traitement (Friedlander et al., 2018 ; Muñiz de la Peña et al., 2009 ; Robbins et al., 2008 ; Robbins et al., 2003). Il n’existe pourtant à ce jour qu’une poignée d’études sur les écarts d’alliance en lien avec les résultats du traitement, avec des définitions variées et des méthodologies souvent problématiques (Welmers-van de Poll et al., 2018), et aucune n’a examiné comment l’évolution des écarts d’alliance (c’est-à-dire leur augmentation ou leur diminution) peut influer sur les résultats du traitement.

Les études sur l’effet de la concordance entre alliance rapportée par la personne thérapeute et alliance autoévaluée ont donné des résultats assez ambigus, allant de l’absence d’effet en psychothérapie d’adultes (Fitzpatrick, Iwakabe and Stalikas, 2005) à de meilleurs résultats lorsque les évaluations sont plus concordantes en psychothérapie d’adultes (Bachelor, 2013 ; Kivlighan, 2007 ; Rozmarin et al., 2008 ; Zilcha-Mano, Snyder and Silberschatz, 2017) ou lorsque la concordance augmente pendant le traitement en TCC pour jeunes (Fjermestad et al., 2016). Les études sur l’effet de la concordance entre les évaluations de l’alliance par la personne thérapeute et par les personnes suivies dans le traitement familial conjoint restent toutefois rares. Dans le traitement familial, la concordance d’un membre de la famille avec la personne thérapeute pourrait compter davantage que celle d’autres membres pour un résultat positif. Notre constat d’une plus grande concordance entre évaluations des thérapeutes et autoévaluations de l’alliance pour les parents que pour les jeunes souligne l’importance de cette question.

Nos résultats soulignent la complexité de la construction et du suivi de processus d’alliance multiples dans le traitement familial conjoint. Ils montrent que le point de vue de la personne thérapeute sur l’alliance avec un membre précis de la famille n’est pas nécessairement comparable au point de vue de ce membre de la famille, en particulier chez les jeunes. Pour mieux partager la perception de l’alliance, les thérapeutes pourraient envisager de demander aux membres de la famille un retour sur l’alliance, ce qui s’est révélé efficace dans plusieurs contextes (par exemple Mihalo and Valenti, 2018 ; Van Hennik, 2020 ; Zilcha-Mano and Errazuriz, 2015). Il est alors recommandé de prêter une attention particulière au retour des enfants et des adolescents sur l’alliance (pour un exemple, voir Rober, Van Tricht and Sundet, 2020). Nos résultats montrent aussi que les différences d’alliance avec la personne thérapeute entre les membres de la famille sont la règle plutôt que l’exception. Savoir que construire une alliance avec certains membres de la famille (le plus souvent les jeunes) demande un effort supplémentaire pourrait améliorer le processus de construction et d’équilibrage des alliances multiples dans le traitement familial.