Le relazioni familiari sono tra i predittori più forti dello sviluppo sociale, affettivo e cognitivo nell’infanzia. L’importanza delle prime esperienze relazionali per lo sviluppo è stata indagata in studi che hanno descritto in dettaglio i processi diadici insiti nella relazione madre-bebè (Brazelton et al., 1974; Stern, 1977), oggi riconosciuti come uno dei principali fattori contestuali che influenzano lo sviluppo infantile. Dalla fine degli anni Ottanta, un numero crescente di gruppi di ricerca ha cominciato a includere la figura paterna e a studiare i processi che si producono a livello familiare, il che significa considerare il sistema composto da due figure genitoriali e un figlio o una figlia come un oggetto di studio a sé stante (Belsky & Isabella, 1985; McHale, 1995; Parke et al., 1980). Un sistema triadico (o poliadico) ha un’organizzazione complessa, poiché il numero di interrelazioni tra i suoi membri cresce in modo esponenziale all’aumentare del numero dei membri. La complessità dei processi a livello familiare è attestata dai metodi di indagine specifici che è stato necessario sviluppare per cogliere questi fenomeni. In effetti, i processi a livello familiare — fenomeni relazionali le cui proprietà emergono dalle interazioni a livello di gruppo — non potevano essere ricavati dall’osservazione separata delle diadi madre-bebè, padre-bebè o madre-padre, e ancor meno da questionari autosomministrati (Cox & Paley, 2003). Il modo migliore per cogliere queste proprietà emergenti è osservare «il sistema in azione», cioè ricorrere all’osservazione diretta delle interazioni triadiche (o poliadiche) durante il gioco libero o in situazioni semistandardizzate come il paradigma del Lausanne Trilogue Play (LTP) (Corboz-Warnery et al., 1993). È stato dimostrato che i comportamenti interattivi triadici, come la coordinazione delle figure genitoriali nell’interazione con il bebè o il rispetto reciproco dell’iniziativa altrui nel gioco, riflettono la qualità dei processi a livello familiare. Un filone di ricerca ha descritto la qualità dei comportamenti interattivi triadici con il costrutto di alleanza familiare (AF), che indica il senso di coesione familiare che emerge dalla qualità della comunicazione, della coordinazione e della condivisione affettiva durante le interazioni familiari (Fivaz-Depeursinge & Corboz-Warnery, 1999). A partire dai comportamenti interattivi osservati durante le interazioni triadiche, l’AF può essere valutata e classificata come «cooperativa», «conflittuale» o «disorganizzata», in base alla presenza e alla frequenza, rispettivamente, dei seguenti schemi di comportamento distintivi: a) cooperazione, sostegno e coesione, b) competizione e conflitto, oppure c) esclusione e disimpegno. Gli ultimi due sono considerati schemi disfunzionali di AF (Favez et al., 2011). Gli studi longitudinali suggeriscono che l’AF è stabile nel periodo post-partum: circa il 60% delle famiglie segue un andamento «alto stabile» (cooperativo per tutto il tempo) e circa il 20% un andamento «basso stabile» (conflittuale o disorganizzato per tutto il tempo). Il restante 20% delle famiglie è meno stabile e segue un andamento più dinamico di alleanza «da alta a bassa» (cooperativa a 3 mesi e in deterioramento dai 9 ai 18 mesi; Favez et al., 2006). È stato dimostrato che gli andamenti basso stabile e da alto a basso, e più in generale entrambe le categorie di AF problematiche, sono legati a esiti più negativi all’interno della famiglia, poiché sono associati a sintomi psicofunzionali del bebè e a psicopatologia genitoriale (Favez et al., 2006, 2011).

Dopo che la ricerca ha indagato il modo in cui le disfunzioni a livello familiare si legavano a esiti negativi nell’infanzia, come gli esiti psicopatologici, negli ultimi anni è cresciuto l’interesse per la comprensione dell’impatto positivo del funzionamento a livello familiare sullo sviluppo delle competenze sociali, affettive e cognitive nell’infanzia. In effetti, si è ipotizzato che i contesti familiari caratterizzati da un’AF cooperativa siano contesti sociali primari che favoriranno positivamente lo sviluppo infantile. Per esempio, è stato dimostrato che i bebè di 4 mesi che crescono in AF cooperative manifestano schemi di comportamento interattivo più complessi, come le offerte triangolari, in cui il bebè sposta rapidamente lo sguardo comunicando lo stesso affetto a entrambe le figure genitoriali in brevi intervalli di tempo (5 s; Fivaz-Depeursinge et al., 2005). Tuttavia, servono ancora studi per capire come i contesti familiari coesi e di sostegno favoriscano lo sviluppo infantile e sostengano lo sviluppo delle abilità cognitive, affettive e sociali nell’infanzia.

In questo contesto, il nostro gruppo di studio ha avviato più di 20 anni fa uno studio longitudinale per indagare lo sviluppo normativo dell’AF dalla gravidanza alla prima infanzia in famiglie primipare e il suo impatto su diversi ambiti dello sviluppo infantile. Dopo una prima serie di raccolte di dati al quinto mese di gravidanza e a 3, 9 e 18 mesi post-partum, abbiamo condotto un follow-up della coorte quando la coorte aveva 4,5 anni, poco prima dell’ingresso nella scuola primaria. In questo follow-up l’attenzione si è concentrata soprattutto sugli esiti infantili e abbiamo valutato diversi ambiti dello sviluppo, tra cui la psicopatologia infantile e lo sviluppo sociale e cognitivo. In effetti, poiché diversi studi hanno mostrato che lo sviluppo della cognizione sociale in generale, e della ToM in particolare, sembra essere influenzato dalla qualità delle interazioni diadiche con le figure genitoriali (Dunn & Brophy, 2005; Meins et al., 2013; Symons & Clark, 2000), ci interessava in particolare indagare i legami tra interazioni triadiche e cognizione sociale. L’ipotesi principale di questo studio era che le relazioni familiari positive, come quelle osservabili nelle AF cooperative, agissero come un contesto di apprendimento in grado di favorire lo sviluppo della cognizione sociale nell’infanzia. In una prima fase del nostro studio l’attenzione si è rivolta in particolare alla teoria della mente (ToM; Favez et al., 2012). La ToM è ampiamente riconosciuta come una competenza chiave legata a diversi ambiti dello sviluppo infantile. In effetti, gli studi evolutivi hanno mostrato che la ToM è associata a migliori funzioni esecutive (Austin et al., 2014; Brock et al., 2019; Cassetta et al., 2018), a comportamenti e strategie comunicative più complessi e adattivi (Sidera et al., 2018), a una maggiore capacità di cooperare con gli altri (Etel & Slaughter, 2019), a più comportamenti prosociali (Derksen et al., 2018; Imuta et al., 2016) e a meno comportamenti antisociali come l’aggressività e il bullismo (Smith, 2017). Il ragionamento alla base di questa ipotesi era che l’infanzia vissuta in famiglie con un andamento dell’AF alto stabile nei primi 18 mesi comporti più spesso momenti di condivisione affettiva in contesti con più persone. Abbiamo quindi postulato che l’esperienza ripetuta di tali interazioni costituisca un contesto favorevole all’apprendimento di prospettive multiple. I nostri risultati al follow-up dei 4,5 anni hanno confermato questa ipotesi, mostrando che in età prescolare chi proveniva da famiglie alto stabili otteneva punteggi di ToM più elevati, misurati con un compito di falsa credenza. Questi risultati erano importanti, poiché questa ricerca è stata una delle prime a documentare un’influenza dei processi a livello familiare misurati nel primo e nel secondo anno di vita sullo sviluppo di una competenza sociocognitiva chiave misurata nella prima infanzia.

Questo primo follow-up ha però sollevato anche nuove domande, per esempio sulla durata dell’effetto delle relazioni familiari precoci sullo sviluppo infantile. In effetti, se abbiamo trovato un legame tra AF e ToM a 4,5 anni, potremmo osservare un legame simile tra AF e cognizione sociale misurata nella tarda infanzia o in adolescenza? Le domande sui legami tra esperienze socioaffettive precoci e sviluppo a lungo termine in generale sono state a lungo dibattute, ma le risposte restano poco chiare. Per esempio, gli studi sui legami tra sicurezza dell’attaccamento ed empatia e sentimenti di cura verso gli altri in adolescenza sembrano suggerire che l’effetto positivo di cure genitoriali sensibili ricevute durante la prima infanzia possa estendersi nel lungo periodo e portare a una maggiore sicurezza dell’attaccamento in adolescenza (Shaver et al., 2016). Tuttavia, questi legami sono stati per lo più presunti sulla base dell’accumulo ragionato di prove separate, come il fatto che l’attaccamento nella prima infanzia è legato all’attaccamento in adolescenza, il quale a sua volta è legato all’empatia. A oggi mancano ancora prove sull’influenza diretta della qualità delle esperienze sociali precoci sugli esiti dello sviluppo in adolescenza. Per quanto riguarda i legami più specifici tra l’esperienza sociale precoce e lo sviluppo della cognizione sociale dall’infanzia all’adolescenza, la questione è particolarmente complessa. Innanzitutto, pochissimi studi hanno documentato lo sviluppo della cognizione sociale in uno studio longitudinale dalla prima infanzia all’adolescenza e all’età adulta. Inoltre, lo studio della cognizione sociale in adolescenza e in età adulta si concentra più sulle differenze interindividuali tra persone con diagnosi specifiche, come i disturbi dello spettro autistico (Brewer et al., 2017; Charman et al., 1998; Livingston et al., 2019), e persone con sviluppo tipico, che sulle traiettorie evolutive intraindividuali della cognizione sociale. Il presente studio, con cui intendiamo indagare lo sviluppo delle abilità di cognizione sociale in un unico campione dalla prima infanzia all’adolescenza, è in questo senso al tempo stesso innovativo ed esplorativo.

Sulla base dei risultati dello studio precedente, che ci hanno permesso di mettere in luce legami tra l’evoluzione dell’AF misurata nel periodo post-partum e le abilità di cognizione sociale misurate a 4,5 anni, il presente studio si è proposto di estendere quei risultati all’adolescenza, conducendo un follow-up della coorte all’età di 15 anni. Il nostro obiettivo era verificare l’ipotesi secondo cui l’evoluzione dell’AF nel primo e nel secondo anno di vita potesse predire le abilità di cognizione sociale a 15 anni, controllando al tempo stesso le competenze di ToM a 4,5 anni.

Metodo

Partecipanti

Hanno partecipato 49 famiglie biparentali primipare, reclutate durante la gravidanza tramite annunci sulla stampa e volantini distribuiti nel reparto di maternità del Centro ospedaliero universitario di Losanna, in Svizzera. Alla nascita, avvenuta a termine e in buona salute, si contavano 27 maschi e 22 femmine. Le famiglie appartenevano per lo più al ceto medio (48%) e medio-alto (50%). L’età media alla nascita era di 31 anni per le madri (M = 30.97, SD = 2.71) e di 33 anni per i padri (M = 33.19, SD = 5.08).

Procedura

Il disegno dello studio originale prevedeva una prima serie di tre fasi di raccolta dei dati nel primo periodo di vita, a 3 (T1), 9 (T2) e 18 (T3) mesi post-partum. Le famiglie sono state ricontattate circa 4,5 anni dopo la nascita per partecipare a un’ulteriore fase di raccolta dei dati (T4). Infine, l’intero campione originale è stato ricontattato quando la coorte aveva circa 15 anni (T5), comprese le famiglie che non avevano partecipato alla raccolta dei dati a 4,5 anni. La numerosità del campione variava nei diversi momenti e comprendeva 49 famiglie a T1, 45 a T2, 37 a T3, 38 a T4 e 36 a T5. Abbiamo esaminato il genere del bebè, nonché l’età e lo status socioeconomico delle figure genitoriali all’inizio dello studio, come possibili fonti di abbandono. L’abbandono a T4 è risultato leggermente più frequente nelle famiglie con una figlia, ma questo effetto non era significativo per l’abbandono a T5.

A T1, T2 e T3 abbiamo invitato le famiglie a una sessione in laboratorio durante la quale chiedevamo a madre e padre di giocare con il loro bebè in una situazione osservativa semistandardizzata, il LTP (Corboz-Warnery et al., 1993). I LTP sono stati videoregistrati per la codifica. Le figure genitoriali hanno inoltre ricevuto una serie di questionari autosomministrati, comprendenti domande su variabili sociodemografiche, che ciascuna doveva compilare separatamente entro 7 giorni e rispedire per posta in buste preaffrancate. A T4 le famiglie sono tornate in laboratorio. I compiti di ToM (vedi più avanti la sezione Misure) sono stati svolti con una persona assistente di ricerca appositamente formata, mentre le figure genitoriali venivano invitate a osservare da dietro uno specchio unidirezionale. Infine, a T5 abbiamo incontrato in laboratorio solo la persona adolescente, di cui abbiamo valutato la capacità di comprendere le emozioni altrui con un compito computerizzato (Reading the Mind in the Eyes Test, versione rivista, o RMET; vedi più avanti la sezione Misure).

Misure

Alleanza familiare a 3, 9 e 18 mesi

Abbiamo valutato l’AF mediante osservazione diretta nel LTP. Questa situazione osservativa validata è stata concepita per valutare la qualità delle interazioni triadiche in famiglie con bebè nei primi anni di vita. I membri della famiglia siedono disposti a triangolo equilatero, a una distanza che favorisce l’interazione (80 cm tra il centro di ciascun sedile). Il dispositivo può essere adattato all’età: nel «dispositivo per lattanti», il bebè siede in un seggiolino orientabile verso una delle figure genitoriali, verso l’altra o tra le due. Il seggiolino può anche essere inclinato in avanti (posizione «seduta») o all’indietro (posizione «sdraiata»). Nel dispositivo per la prima infanzia, il bebè siede su un seggiolone, la famiglia si dispone intorno a un piccolo tavolo rotondo e ha a portata di mano una serie di giocattoli e oggetti privi di connotazione di genere (tre maialini di peluche, tre cucchiai, tre calzini). Lo scenario del LTP è strutturato in quattro parti, il che permette di osservare tutte le configurazioni interattive possibili in una triade: nella parte 1, una delle figure genitoriali gioca con il bebè mentre l’altra è «semplicemente presente» (2 + 1); nella parte 2, i ruoli si invertono (2 + 1); nella parte 3, si gioca tutti e tre insieme (3 insieme); e nella parte 4, madre e padre conversano davanti al bebè (2 + 1). La durata complessiva del compito è indicata alle figure genitoriali nelle istruzioni: circa 8 min a 3 mesi, 10 min a 9 mesi e da 12 a 15 min a 18 mesi (durate stabilite in base alle durate abituali del gioco libero triadico in condizioni naturali). I LTP sono stati registrati con un dispositivo a più telecamere per essere valutati in seguito.

Abbiamo utilizzato le Family Alliance Assessment Scales (FAAS; Favez et al., 2011) per valutare la qualità dell’AF nel LTP. La prima parte della valutazione consiste nel classificare l’AF come «cooperativa», «conflittuale» o «disorganizzata» a partire dagli schemi di comportamento interattivo mostrati dalle famiglie durante il LTP (per descrizioni prototipiche dettagliate degli schemi attesi in ciascuna categoria, vedi Favez et al., 2011). La seconda parte della valutazione consiste nel siglare 11 scale a tre punti che descrivono comportamenti specifici mostrati dalle famiglie durante il LTP: posture e sguardi, inclusione o esclusione, implicazione di ciascun membro nel proprio ruolo, svolgimento del compito, co-costruzione, scaffolding genitoriale, calore familiare, convalida dell’esperienza emotiva del bebè, autenticità degli affetti espressi, errori di comunicazione durante le attività condivise, errori di comunicazione durante le transizioni. Si calcola poi un punteggio totale sommando i punteggi di queste 11 scale (intervallo 0–22 punti; α = 0.91); i punteggi più alti indicano una maggiore coordinazione nel corso del gioco. Sebbene i risultati di entrambe le valutazioni possano essere usati come indice della qualità dell’AF, abbiamo deciso di scegliere il punteggio di AF nelle analisi successive, poiché poteva essere considerato una variabile continua ed era quindi più adatto alle analisi previste nel presente studio (vedi più avanti la sezione Analisi statistiche). Quanto alla strategia di codifica, una persona assistente di ricerca appositamente formata ha codificato tutte le registrazioni, mentre una seconda persona ha effettuato una doppia codifica di 17 registrazioni selezionate a caso a età diverse. Le 17 registrazioni provenivano tutte da famiglie diverse e la seconda persona incaricata della codifica non conosceva l’alleanza familiare delle famiglie codificate negli altri momenti. È stata ottenuta un’affidabilità tra codificatori soddisfacente sui punteggi di AF, con un coefficiente di correlazione intraclasse di 0.80.

Cognizione sociale a 4,5 anni: teoria della mente

Abbiamo valutato la ToM con compiti di falsa credenza. In questi compiti, le storie venivano raccontate con l’aiuto di marionette. Le storie mettevano in scena un personaggio alle prese con situazioni diverse: compiti di spostamento di un oggetto (tre storie; Wimmer & Perner, 1983), contenuto inatteso (due storie; Perner et al., 1987) e distinzione «apparenza/realtà» (Gopnik & Astington, 1988). Ogni storia è costruita per produrre una differenza tra ciò che sa chi ascolta e ciò che sa il personaggio della storia. Per esempio, in un compito di spostamento di un oggetto, chi ascolta sa che un oggetto è stato spostato da un luogo (A) a un altro (B) mentre il personaggio era fuori scena. Quando il personaggio torna in scena, chi ha acquisito una ToM è in grado di dire che il personaggio cercherà l’oggetto in A e che sarà triste o deluso di non trovarlo nel luogo in cui pensava che fosse. Per ogni storia venivano poste domande sulla ToM (per esempio, che cosa pensa il personaggio) e sulla comprensione delle emozioni (per esempio, quale emozione prova il personaggio?). Veniva assegnato un punto per ogni risposta corretta, il che dava un sottopunteggio di ToM compreso tra 0 e 9 punti e un punteggio di comprensione delle emozioni compreso tra 0 e 10 punti. Il punteggio totale, compreso tra 0 e 19, si otteneva sommando questi due punteggi (α = 0.70).

Cognizione sociale a 15 anni: riconoscimento delle emozioni

Abbiamo valutato le abilità di cognizione sociale in adolescenza attraverso la capacità di mentalizzare e di comprendere gli stati emotivi altrui, con un compito computerizzato, il RMET (Baron-Cohen et al., 1997, 2001). Il test consiste nel presentare una serie di 36 fotografie della regione degli occhi di volti umani (per alcuni esempi, vedi Baron-Cohen et al., 2001). Alla persona partecipante si chiede di associare a ciascuna fotografia un aggettivo che descrive uno stato emotivo o cognitivo, scegliendo la risposta corretta tra quattro proposte. Per ogni fotografia una sola risposta è corretta. Le foto rimandano a stati interiori di diversa valenza emotiva: otto riguardano stati positivi, 12 stati negativi e 16 stati neutri. Per escludere un effetto del lessico delle persone partecipanti, chi conduceva la prova presentava in anticipo un elenco degli aggettivi usati nel test e forniva una breve definizione di ogni termine sconosciuto. Abbiamo calcolato la proporzione complessiva di risposte corrette nel test (punteggio totale RMET) e proporzioni separate di risposte corrette secondo la valenza emotiva di ciascuna fotografia, cioè sugli item a valenza emotiva positiva (punteggio RMET positivo), neutra (punteggio RMET neutro) o negativa (punteggio RMET negativo).

Analisi statistiche

Le analisi sono consistite nel verificare diversi modelli in cui l’evoluzione dell’AF nel periodo post-partum prediceva i diversi punteggi del RMET a T5, controllando i punteggi di ToM a T4. Nel presente studio abbiamo adottato un approccio basato su modelli di curva di crescita latente per modellizzare l’evoluzione dell’AF da T1 a T3. I modelli di curva di crescita latente sono ampiamente usati in psicologia per studiare i processi di sviluppo e di cambiamento, poiché consentono di includere differenze sia intraindividuali sia interindividuali e di modellizzare il cambiamento medio in un campione, così come le differenze individuali in tale cambiamento (per una panoramica, vedi Bollen & Curran, 2006). Il metodo consiste nello specificare un modello con due variabili latenti, i fattori Intercetta e Pendenza, che rappresentano rispettivamente il punteggio medio di base e l’entità media del cambiamento nel punteggio di una data variabile. La misura della «base», tuttavia, non sarà strettamente equivalente, in termini di distribuzione, alla variabile osservata nel primo momento, poiché trae la sua varianza non solo dal primo momento, ma anche dai momenti successivi. Il termine «base» rappresenta qui ciò che è stabile, in opposizione a ciò che cambia, ossia il fattore Pendenza (Singer & Willett, 2003). In questo studio, le saturazioni fattoriali delle variabili osservate (AF a T1, T2 e T3) sono state tutte fissate a 1 sul fattore Intercetta e, rispettivamente, a 0, 0.4 e 1 sul fattore Pendenza, per modellizzare con precisione la distanza temporale tra i tre momenti (modello 1). In secondo luogo, per verificare l’influenza dell’evoluzione dell’AF sulle abilità di cognizione sociale a T5, abbiamo specificato modelli in cui i punteggi del RMET a T5 venivano regrediti sui fattori Intercetta e Pendenza, mentre il punteggio totale di ToM era lasciato covariare con i fattori Pendenza e Intercetta, oltre che con i punteggi del RMET. Abbiamo verificato quattro modelli separatamente. Per prima cosa, per esaminare come la comprensione globale delle emozioni nel RMET fosse legata all’evoluzione dell’AF, abbiamo verificato un modello con il punteggio totale RMET come variabile dipendente (modello 2). Poi, per indagare se la comprensione di emozioni di valenza diversa potesse essere predetta in modo diverso, abbiamo verificato 3 modelli separati con i punteggi sugli item RMET positivi (modello 3), neutri (modello 4) e negativi (modello 5) come variabili dipendenti. Poiché nella stima dei modelli da 2 a 5 il fattore Pendenza risultava debolmente legato ai punteggi del RMET e della ToM (vedi la sezione Risultati per i dettagli), abbiamo verificato anche modelli alternativi (2b, 3b, 4b e 5b) in cui i percorsi che collegavano il fattore Pendenza ai punteggi del RMET e della ToM erano vincolati a 0.

Abbiamo valutato l’adattamento dei modelli in riferimento ai criteri standard definiti da Hu e Bentler (1999): oltre a un chi quadrato non significativo, i modelli ben adattati dovrebbero presentare valori superiori a 0.95 nel comparative fit index (CFI), inferiori a 0.08 nello standardized root mean residual (SRMR) e inferiori a 0.06 nel root mean square error of approximation (RMSEA). Idealmente, anche gli intervalli di confidenza (IC) al 90% del RMSEA dovrebbero includere lo 0. I modelli sono stati stimati con uno stimatore di massima verosimiglianza a informazione completa. Le analisi sono state condotte con IBM SPSS 25.0 e Mplus versione 7.4. Va notato che Mplus stima valori p distinti per i parametri non standardizzati e standardizzati; nel riportare i risultati della stima dei parametri abbiamo scelto di indicare i valori p dei parametri standardizzati.

Risultati

Statistiche descrittive

Le statistiche descrittive di tutte le variabili studiate sono riportate nella tabella 1. Per quanto riguarda l’AF, i punteggi totali medi alle FAAS erano paragonabili a quelli rilevati in altri campioni di famiglie non cliniche (Favez et al., 2011). Per quanto riguarda i punteggi di ToM a 4,5 anni, i punteggi medi si collocavano nella fascia intermedia, in linea con i dati della letteratura sulla prestazione media a 4-5 anni nei compiti di falsa credenza, secondo i quali a questa età si risponde correttamente a circa la metà degli item (Wimmer & Perner, 1983). Sebbene i punteggi totali al RMET a 15 anni nella nostra popolazione adolescente fossero inferiori a quelli riportati in letteratura per campioni non clinici di persone adulte e di popolazione studentesca, erano superiori a quelli riportati per campioni di persone adulte con disturbi autistici (Baron-Cohen et al., 2001). È interessante notare che la proporzione di risposte corrette sugli item neutri era leggermente inferiore a quella sugli item positivi e negativi. Le correlazioni tra le variabili dello studio sono riportate nella tabella 2. La maggior parte delle associazioni bivariate tra le variabili studiate era significativa, positiva e andava nella direzione attesa. Le correlazioni tra le 3 misure di AF erano elevate e significative. Al contrario, tra le misure di cognizione sociale le correlazioni non significative erano più numerose. In primo luogo, tra le misure del RMET, solo la correlazione tra i punteggi sugli item positivi e neutri era significativa. In secondo luogo, come atteso, il punteggio totale di ToM a T4 era significativamente correlato con il punteggio totale RMET e con il punteggio RMET neutro. Al contrario, le correlazioni tra il punteggio totale di ToM a T4, da un lato, e i punteggi RMET positivo e negativo, dall’altro, non erano significative.

L’evoluzione dell’AF nel periodo post-partum

I risultati della stima del modello 1, in cui abbiamo specificato una crescita lineare dell’AF dai 3 ai 18 mesi, hanno rivelato che il modello presentava un adattamento eccellente ai dati, χ² = 0.689, df = 1, p = 0.407, CFI = 1.000, SRMR = 0.024, RMSEA = 0.000, 90% CI [0.000, 0.353]. Per quanto riguarda la stima dei parametri, i risultati hanno mostrato che la media e la varianza del fattore Intercetta erano significative (M = 13.15, p < 0.001, e S² = 22.46, p < 0.01). Questi risultati suggerivano che, in media, i punteggi familiari di base erano superiori a 0 e che nel campione esisteva un’eterogeneità significativa in tali punteggi di base dell’AF. Anche la media del fattore Pendenza era significativa (M = 2.41, p < 0.001), il che indicava un aumento significativo di oltre 2 punti nei punteggi familiari FAAS da T1 a T3. Tale aumento era più o meno simile per tutte le famiglie, dato che la varianza del fattore Pendenza non era significativa (S² = 3.36, p = 0.82). Infine, la correlazione tra i fattori Pendenza e Intercetta non era significativa (r = −0.25, p = 0.50), il che indicava l’assenza di legame tra l’AF di base e la sua evoluzione da T1 a T3.

L’AF nel periodo post-partum e la ToM a 15 anni

Le informazioni sull’adattamento di tutti i modelli presentati in questa sezione e i relativi indici di adattamento sono riportati nella tabella 3.

Predizione del punteggio totale RMET

I risultati della stima del modello 2 (fig. 1) hanno mostrato che, nel complesso, il modello si adattava bene ai dati. Gli indici di adattamento indicavano globalmente un buon adattamento del modello, con un chi quadrato non significativo, un CFI superiore a 0.95 e un SRMR inferiore a 0.08, sebbene il valore del RMSEA fosse leggermente troppo alto. I risultati della stima dei parametri hanno mostrato che il fattore Intercetta prediceva un punteggio totale RMET più elevato (b = 1.317, β = 0.585, p < 0.001), mentre il fattore Pendenza non era significativamente legato al punteggio totale RMET (b = 1.010, β = 0.234, p = 0.367). Il punteggio totale di ToM, inserito come covariata nel modello, era significativamente correlato con il fattore Intercetta (r = 0.376, p = 0.015), ma non con il fattore Pendenza (r = 0.038, p = 0.879) né con il punteggio totale RMET (r = 0.236, p = 0.141). Per confermare la nullità dei legami tra il fattore Pendenza e le variabili di cognizione sociale, abbiamo specificato un modello alternativo (modello 2b) in cui il peso di regressione che collegava il fattore Pendenza al punteggio totale RMET, così come la covarianza tra il fattore Pendenza e il punteggio totale di ToM, erano vincolati a 0. I risultati hanno mostrato che l’adattamento del modello 2b era migliore di quello del modello 2, con tutti gli indici di adattamento, RMSEA compreso, che indicavano un buon adattamento del modello. Un test della differenza del chi quadrato tra i modelli 2 e 2b ha dato un chi quadrato non significativo, a conferma che il modello 2b era da preferire e che i legami tra il fattore Pendenza e le due variabili di cognizione sociale potevano quindi essere considerati nulli.

Predizione del punteggio RMET positivo

I risultati della stima del modello 3 hanno mostrato che il modello si adattava globalmente bene ai dati. La maggior parte degli indici indicava un buon adattamento del modello, con un chi quadrato non significativo, un CFI superiore a 0.95 e un SRMR inferiore a 0.08, sebbene il valore del RMSEA fosse troppo alto. I risultati della stima dei parametri hanno mostrato che il fattore Intercetta prediceva significativamente un punteggio RMET positivo più elevato (b = 2.400, β = 0.547, p = 0.015), mentre il fattore Pendenza non era significativamente legato al punteggio RMET positivo (b = 3.713, β = 0.378, p = 0.410). Il punteggio totale di ToM era significativamente correlato con il fattore Intercetta (r = 0.375, p = 0.016), ma non con il fattore Pendenza (r = 0.035, p = 0.905) né con il punteggio totale RMET (r = 0.102, p = 0.577). Poiché i legami tra il fattore Pendenza e le variabili di cognizione sociale non erano significativi, abbiamo ripetuto la procedura seguita con i modelli 2 e 2b. Abbiamo specificato un modello alternativo (modello 3b) in cui il peso di regressione che collegava il fattore Pendenza al punteggio RMET positivo, così come la covarianza tra il punteggio totale di ToM e il punteggio RMET positivo, erano vincolati a 0. I risultati hanno mostrato che l’adattamento del modello 3b era migliore di quello del modello 3, con tutti gli indici, RMSEA compreso, che indicavano un buon adattamento. Un test della differenza del chi quadrato tra i modelli 3 e 3b ha dato un chi quadrato non significativo, a conferma che il modello 3b era da preferire e che i legami tra il fattore Pendenza, da un lato, e i punteggi di ToM e RMET positivo, dall’altro, erano trascurabili.

Predizione del punteggio RMET neutro

La stima del modello 4 ha dato risultati contrastanti quanto all’adattamento del modello. Mentre alcuni indici suggerivano un buon adattamento, come un chi quadrato non significativo e un CFI superiore a 0.95, i valori sia del SRMR sia del RMSEA erano leggermente troppo alti e suggerivano un adattamento peggiore. I risultati della stima dei parametri hanno mostrato che il fattore Intercetta prediceva significativamente il punteggio RMET neutro (b = 1.201, β = 0.456, p = 0.002), mentre il fattore Pendenza no (b = 0.953, β = 0.260, p = 0.158). Il punteggio totale di ToM era significativamente correlato con il fattore Intercetta (r = 0.370, p = 0.014), ma non con il fattore Pendenza (r = 0.024, p = 0.891), mentre la sua associazione con il punteggio totale RMET si avvicinava alla significatività (r = 0.284, p = 0.079). Come nei modelli 2 e 3, i legami tra il fattore Pendenza e sia il punteggio totale di ToM sia il punteggio RMET neutro erano deboli. Il modello alternativo (modello 4b), in cui i percorsi che collegavano il fattore Pendenza al punteggio totale di ToM (covarianza) e al punteggio RMET neutro (peso di regressione) erano vincolati a 0, ha mostrato un adattamento ai dati leggermente migliore del modello 4, come confermato dalla differenza non significativa del chi quadrato tra i due modelli. Tuttavia, l’adattamento globale del modello 4b restava insoddisfacente, con valori di RMSEA e SRMR leggermente superiori ai valori standard che indicano un buon adattamento.

Predizione del punteggio RMET negativo

La stima del modello 5 ha suggerito nel complesso che l’adattamento del modello era corretto: il chi quadrato non era significativo, il CFI era superiore a 0.95 e il SRMR era appena al di sotto di 0.08. Come per gli altri modelli, il RMSEA indicava un adattamento peggiore. La stima dei parametri ha mostrato che né il fattore Pendenza né il fattore Intercetta erano significativamente associati al punteggio RMET negativo (rispettivamente b = −0.855, β = −0.207, p = 0.535, e b = 0.777, β = 0.256, p = 0.072), anche se quest’ultimo legame si avvicinava alla significatività. Il punteggio totale di ToM era significativamente correlato con il fattore Intercetta (r = 0.377, p = 0.015), ma non con il fattore Pendenza (r = 0.056, p = 0.800) né con il punteggio totale RMET (r = 0.117, p = 0.548). Come per gli altri modelli, poiché i legami tra il fattore Pendenza e le altre variabili erano deboli, abbiamo specificato un modello alternativo (modello 5b) in cui i percorsi che collegavano il fattore Pendenza al punteggio totale di ToM (covarianza) e al punteggio RMET neutro (peso di regressione) erano vincolati a 0. Questo modello ha mostrato un adattamento leggermente migliore di quello del modello 5. Un test della differenza del chi quadrato ha confermato che il modello 5b era da preferire e che l’influenza del fattore Pendenza poteva quindi essere ignorata.

Discussione

Con il presente studio ci proponevamo di indagare i legami tra lo sviluppo delle relazioni familiari nel primo e nel secondo anno di vita e la cognizione sociale in adolescenza. Risultati precedenti avevano mostrato che la qualità delle relazioni precoci nel periodo post-partum, misurata in termini di AF come grado di coordinazione durante le interazioni madre-padre-bebè, prediceva le capacità di ToM a 4,5 anni (Favez et al., 2012). Abbiamo voluto estendere questi risultati verificando l’ipotesi secondo cui un’AF di qualità più elevata nel periodo post-partum potesse predire migliori prestazioni a 15 anni in un compito computerizzato che misura il riconoscimento delle emozioni — come indice di cognizione sociale — in adolescenza e in età adulta, controllando la ToM a 4,5 anni. Queste ipotesi sono state confermate in parte.

Il primo risultato principale del presente studio è che l’AF prediceva la capacità, in adolescenza, di identificare e classificare gli stati emotivi altrui. Questo risultato suggerisce in particolare che un’AF di migliore qualità, caratterizzata da maggiore coordinazione, sostegno e condivisione affettiva, potrebbe offrire all’infanzia un contesto in cui sviluppare competenze come una maggiore comprensione degli stati emotivi altrui, la capacità di assumere la prospettiva dell’altra persona e forse una maggiore empatia. Inoltre, con un’AF più elevata si osservava una competenza particolare nella comprensione degli stati emotivi positivi, mentre la maggiore capacità di identificare le emozioni negative si avvicinava soltanto alla significatività statistica. Considerate le caratteristiche sopra ricordate delle AF ad alto funzionamento, è probabile che in queste famiglie si vivano più spesso esperienze di condivisione di affetti positivi, il che potrebbe spiegare perché l’AF fosse legata in particolare al riconoscimento delle emozioni positive. D’altra parte, le figure genitoriali nelle AF cooperative potrebbero anche offrire risposte più adeguate alle emozioni negative del bebè e mostrare migliori capacità di aiutarlo a regolarle, il che potrebbe spiegare la maggiore capacità (sebbene non significativa al livello α = 0.05) di identificare le emozioni negative. Per quanto riguarda l’identificazione delle espressioni emotive neutre, la stima dei parametri ha mostrato un possibile legame positivo simile con l’AF. Tuttavia, l’adattamento del modello che verificava questa ipotesi era un po’ più dubbio di quello dei modelli che predicevano l’identificazione delle emozioni positive e negative. Le cause di questo adattamento inferiore possono essere diverse, tra cui la numerosità del campione o il fatto che le espressioni emotive neutre sembravano essere, in media, più difficili da identificare per l’intero campione adolescente rispetto alle espressioni positive e negative. In ogni caso, l’associazione positiva tra AF e capacità di identificare le espressioni emotive neutre va considerata con cautela.

Il secondo risultato principale di questo studio è che solo l’AF di base, cioè la parte stabile dell’AF, e non la sua evoluzione nei primi 18 mesi, è risultata legata alla cognizione sociale a 15 anni. Sebbene abbiamo riscontrato un aumento significativo dell’AF dai 3 ai 18 mesi, questo miglioramento non era legato alle successive competenze di cognizione sociale. Questo risultato implica che un bebè confrontato con difficoltà relazionali precoci in famiglia avrà maggiori probabilità di sviluppare abilità di cognizione sociale più basse rispetto a un bebè che non ha incontrato tali difficoltà precoci, anche se queste difficoltà si sono risolte nei mesi successivi.

Questi risultati convergono con quelli di altri studi che hanno già documentato legami tra le interazioni precoci con le figure genitoriali e lo sviluppo socioaffettivo fino all’adolescenza (Feldman, 2007a, 2007b, 2010; Pratt et al., 2017), anche se la maggior parte di essi si è concentrata sulla relazione madre-bebè, ignorando il ruolo del padre e dei processi del gruppo familiare come l’alleanza familiare. Benché la direzione di questi legami sia difficile da stabilire, molte voci del settore suggeriscono che le interazioni familiari potrebbero incidere in modo cruciale e a lungo termine su diversi ambiti dello sviluppo infantile. Ciò che resta poco chiaro è il momento in cui si esercita la possibile influenza di fattori relazionali come l’AF. In primo luogo, è possibile che le relazioni familiari precoci incidano direttamente su strutture o funzioni primarie coinvolte nella costruzione precoce della cognizione sociale. Gli studi di risonanza magnetica funzionale hanno mostrato che numerose strutture e regioni cerebrali, tra cui il sistema dei neuroni specchio (MNS; Mahy et al., 2014), le giunzioni temporo-parietali destra e sinistra, la corteccia prefrontale mediale e la corteccia cingolata posteriore (per una rassegna, vedi Schurz et al., 2014), sono coinvolte nello sviluppo della cognizione sociale. Sebbene sia ancora aperto il dibattito su quando queste strutture (come il MNS) comincino a svilupparsi, alcuni lavori sostengono che potrebbero essere già attive durante il primo anno di vita e persino presenti alla nascita (Lepage & Théoret, 2007). Il ricorso molto precoce — e ampiamente documentato — all’imitazione fin dal periodo neonatale potrebbe essere considerato una prova dell’avvio molto precoce dello sviluppo di strutture — tra cui, forse, il MNS — e di funzioni che precedono le successive competenze di cognizione sociale. I nostri risultati potrebbero suggerire che i fattori relazionali incidano forse sullo sviluppo di queste strutture in una fase precoce, e che le differenze che ne derivano tra un bebè e l’altro possano persistere fino all’adolescenza. Una spiegazione alternativa ma complementare sarebbe che le relazioni a livello familiare siano, in media, qualitativamente stabili, forse fino all’adolescenza, e che la cognizione sociale in adolescenza possa essere associata alla qualità dell’AF in adolescenza. Questa spiegazione è sostenuta sia da risultati precedenti, secondo cui la qualità dell’AF è stabile dalla gravidanza ai 4,5 anni (per es. Favez et al., 2012), sia dal presente studio, che ha mostrato che la stabilità, più che il cambiamento, dell’AF nei primi 18 mesi era legata alle competenze di cognizione sociale in adolescenza. Ulteriori studi volti a confermare questa ipotesi dovrebbero includere una valutazione dell’AF in adolescenza, con tutte le sfide metodologiche che una simile valutazione comporterebbe.

I risultati del presente studio vanno interpretati alla luce di alcuni limiti. In primo luogo, è probabile che gli effetti delle interazioni triadiche precoci sullo sviluppo della cognizione sociale siano dovuti a terze variabili di cui non abbiamo tenuto conto nel presente studio. Per esempio, è possibile che alcune caratteristiche innate o precoci del bebè, come il temperamento o lo sviluppo cognitivo precoce, influenzino sia le interazioni familiari precoci sia il successivo sviluppo della cognizione sociale. L’influenza delle interazioni diadiche andrebbe presa in considerazione in modo specifico. In effetti, il disegno del nostro studio non permetteva di stabilire se gli effetti osservati fossero dovuti specificamente alla qualità della triade madre-padre-bebè o a un effetto confondente delle diadi (madre-bebè e padre-bebè) all’interno delle triadi. Poiché studi precedenti hanno documentato il ruolo delle interazioni diadiche (madre-bebè) nello sviluppo della cognizione sociale nell’infanzia, ulteriori studi dovrebbero includere valutazioni sia delle interazioni diadiche (madre-bebè e padre-bebè) sia di quelle triadiche (madre-padre-bebè), per distinguere l’influenza specifica di ciascun «livello» relazionale sullo sviluppo della cognizione sociale. In secondo luogo, sul piano statistico, la stima di alcuni dei nostri modelli ha dato valori di RMSEA superiori al valore critico di 0.06, generalmente considerato indicativo di un adattamento corretto (Hu & Bentler, 1999). Tuttavia, l’uso del RMSEA, in particolare nella stima di modelli con pochi gradi di libertà su piccoli campioni, è stato messo in discussione: secondo alcuni lavori, in queste situazioni valutare l’adattamento del modello sulla base del RMSEA potrebbe portare a respingere molti modelli corretti; si propone quindi di usare il RMSEA insieme ad altri indici di adattamento e persino di non considerarlo quando altri indici, in particolare la statistica del chi quadrato, sembrano indicare un adattamento corretto del modello (Chen et al., 2008; Kenny et al., 2015). In terzo luogo, il nostro campione era di piccole dimensioni e ciò potrebbe limitare la generalizzabilità dei risultati. Considerata la possibile mancanza di potenza statistica dovuta alla ridotta numerosità del campione, abbiamo deciso di verificare modelli semplici, con poche covariate, per evitare una potenza insufficiente. Non è chiaro se i nostri risultati sarebbero stati diversi includendo più covariate nei modelli, come variabili di controllo relative allo status socioeconomico e alle caratteristiche personali delle persone partecipanti. La numerosità del campione offriva tuttavia una potenza sufficiente per stimare un modello di base con cui verificare le nostre ipotesi. Inoltre, considerata la durata del nostro studio e il grado di coinvolgimento richiesto, soprattutto nelle prime fasi di raccolta dei dati, riteniamo che mantenere coinvolte circa 40 famiglie per oltre 15 anni fosse già un risultato considerevole. Ciononostante, i nostri risultati devono essere confermati da uno studio su scala più ampia. In quarto luogo, per quanto riguarda il RMET, nonostante la procedura messa in atto prima del test per evitare qualsiasi influenza del lessico delle persone partecipanti, non possiamo avere la certezza che questo bias sia stato del tutto escluso. È infatti possibile che non tutte le persone partecipanti abbiano chiesto la definizione dei termini che non capivano, a causa della vergogna che può accompagnare una richiesta di aiuto a chi conduceva la prova.

Nonostante questi limiti, il nostro studio è uno dei primi nel suo genere a mostrare legami tra la qualità delle interazioni madre-padre-bebè e le abilità di cognizione sociale misurate più di dieci anni dopo, a 15 anni. Chi aveva vissuto interazioni più coese con madre e padre insieme nei primi 18 mesi di vita mostrava, in adolescenza, una maggiore abilità nell’identificare gli stati emotivi altrui, in particolare gli stati emotivi positivi. Non solo concordiamo con chi afferma che i bebè sono, fin dall’inizio, esseri sociali, ma sosteniamo anche, sulla base dei nostri risultati, che le esperienze sociali molto precoci plasmano alcune delle capacità sociali, affettive e cognitive dell’infanzia che in seguito saranno utili per instaurare relazioni sociali più efficaci con gli altri. Questi risultati possono avere implicazioni particolari per chi lavora a stretto contatto con le famiglie e i bebè, soprattutto nei primi mesi di vita. In effetti, incoraggiare o aiutare le famiglie a instaurare con il loro bebè, fin dalla nascita, interazioni più coese, di sostegno ed emotivamente positive, non solo quando ciascuna figura genitoriale è sola con il bebè, ma anche quando si trovano tutti e tre insieme, potrebbe avere effetti positivi nel lungo periodo. Inoltre, i nostri risultati confermano la necessità di includere i padri nella ricerca o nel lavoro clinico e di integrare le relazioni a livello familiare nei nostri modelli di comprensione dei fattori di rischio e di resilienza che influenzano la salute mentale infantile.