Un limite importante della ricerca quantitativa condotta nel campo della terapia di coppia è che è stata svolta quasi esclusivamente a livello individuale di analisi. Il livello individuale si riferisce ai cambiamenti nel funzionamento intrapsichico o interpsichico autopercepito, analizzati senza tenere conto della natura reciproca delle relazioni (Kenny et al., 2020). Per chi fa ricerca e per chi pratica la terapia di coppia sono di particolare interesse gli effetti di reciprocità a livello diadico (ad es., l’aumento della soddisfazione relazionale) o a livello familiare (ad es., il miglioramento del funzionamento familiare; Gurman & Kniskern, 1978). L’approccio che considera esclusivamente il livello individuale ignora gli effetti reciproci (cioè il modo in cui i comportamenti dei membri della diade si influenzano a vicenda) e costituisce quindi una restrizione, perché rivela soltanto come cambia una singola persona rispondente da un momento di valutazione all’altro. Benché si tratti di un limite noto nel campo della ricerca sulla terapia di coppia, lo si affronta o trattando i dati quantitativi in modo insufficiente o evitando del tutto tali metodi (Ochs et al., 2020). Esempi del primo caso sono il calcolo della media dei punteggi di esito tra i membri della diade o l’esecuzione di analisi separate per mariti e mogli. In entrambi gli esempi non si tiene conto dell’interdipendenza tra i punteggi (cioè dei dati annidati) e, di conseguenza, il fenomeno di interesse, ossia la natura reciproca delle relazioni, viene escluso come oggetto di ricerca (Kenny et al., 2020).

In questo articolo intendiamo presentare un’alternativa all’analisi dei dati a livello individuale, e lo faremo studiando le associazioni tra l’alleanza terapeutica (cioè il legame emotivo tra terapeuta e cliente e il loro accordo sui compiti e sull’obiettivo della terapia; Bordin, 1979) e la soddisfazione nella relazione di coppia. Sebbene un’ampia letteratura sia stata dedicata a questo tema, dimostrando che la forza dell’alleanza tra terapeuta e cliente è predittiva dell’esito del trattamento (Del Re et al., 2021; Flückiger et al., 2018; Friedlander et al., 2018), l’obiettivo del nostro studio è sfumare ulteriormente tali risultati mostrando come l’analisi diadica (Kenny et al., 2020) possa essere applicata per individuare effetti reciproci nel tempo.

Le analisi diadiche (Kenny et al., 2020) sono un adattamento metodologico di approcci statistici già esistenti, come i modelli misti (MM; Curran & Bauer, 2011) o i modelli di equazioni strutturali (SEM; Weston & Gore, 2006). Come suggerisce il nome dell’insieme di metodi noti come analisi diadica, essa sposta il livello di analisi dall’individuale al diadico. Le analisi diadiche si applicano a dati raccolti in uno o più momenti per indagare una presunta covariazione tra i membri della diade. L’uso delle analisi diadiche come strumento per analizzare dati longitudinali è di grande interesse. Tali studi longitudinali hanno la potenzialità di individuare moderatori e mediatori (cioè processi) degli esiti del trattamento nel tempo (Kazdin, 2007). Poiché l’introduzione del monitoraggio di routine degli esiti (ROM; Tilden & Wampold, 2017) sta diventando prassi corrente in molte strutture cliniche, la produzione di dati raccolti con frequenza è cresciuta enormemente. Tali dati possono essere impiegati in disegni di ricerca longitudinali per accrescere la nostra comprensione di come i sistemi cambiano nel tempo. Nel presente studio esaminiamo come gli effetti reciproci evolvono nel tempo e abbiamo quindi scelto di concettualizzare la natura annidata dei dati diadici nel quadro del modello di interdipendenza attore-partner (APIM; Cook & Kenny, 2005). Nell’APIM gli effetti reciproci sono denominati effetti attore-partner (Cook & Kenny, 2005). Si veda la figura 1 per una rappresentazione visiva dell’APIM. Se invece si presume che il cambiamento avvenga in modo deterministico, può essere adatto un modello diadico a curve di crescita. Rimandiamo a Kenny et al. (2020) per una discussione approfondita su come selezionare il modello che meglio si adatta a dataset diadici longitudinali.

Contrariamente all’assunto centrale dei metodi quantitativi lineari, secondo cui le osservazioni (cioè i dati) sono indipendenti le une dalle altre (Kenny et al., 2020), l’assunto fondamentale dell’APIM è la non indipendenza dei dati. La non indipendenza presuppone che le persone che si trovano nella stessa condizione, come una coppia che segue insieme una terapia, abbiano punteggi di esito interdipendenti. Così, i loro comportamenti durante la terapia (ad es., le loro alleanze con chi conduce la terapia di coppia) possono predire non solo il proprio esito (ad es., la soddisfazione relazionale), ma anche quello dell’altro membro della coppia. L’analisi diadica consente di verificare tali presunti effetti reciproci, ossia di sottoporre a test la non indipendenza.

La non indipendenza può avere origini diverse, come gli effetti di composizione (ad es., la somiglianza di personalità; Klohnen & Luo, 2003), il destino comune (ad es., fattori contestuali condivisi; Ledermann et al., 2010) e gli effetti attore-partner (ad es., l’effetto della depressione del marito sulla soddisfazione coniugale della moglie; Kenny, 1996; Kenny et al., 2020). Gli effetti di composizione non sono di particolare interesse per la ricerca sulla terapia di coppia, poiché rappresentano probabilmente tratti poco modificabili e quindi non incidono molto sul modo in cui tali sistemi cambiano nell’arco della terapia (Kenny, 1996). Di seguito tratteremo soltanto gli effetti attore-partner come fonte di non indipendenza all’interno dell’APIM. Per una discussione dettagliata su quando scegliere il modello del destino comune anziché l’APIM, rimandiamo a Galovan et al. (2017).

Come si può dedurre da diverse meta-analisi della letteratura di ricerca sulla terapia di coppia (Rathgeber et al., 2019; Roddy et al., 2020; Shadish & Baldwin, 2003; Shadish & Baldwin, 2005), la grande maggioranza degli studi ha applicato disegni di ricerca che trascurano l’indagine degli effetti reciproci. Nel migliore dei casi, tali studi mostrano come le persone cambiano da un momento all’altro (di solito soltanto due momenti), secondo l’approccio nomotetico (cioè con l’obiettivo di formulare previsioni generali sulla popolazione; Beltz et al., 2016). Non rivelano come cambiano le diadi nel tempo e sono quindi di interesse limitato, al di là dell’illustrazione dell’efficacia generale dei trattamenti. Benché esista un corpus crescente di ricerche che applicano le analisi diadiche allo studio degli effetti reciproci, la maggior parte rientra nei campi della psicologia sociale e degli studi sulla famiglia e sullo sviluppo (Kenny et al., 2020). Nonostante i vantaggi delle analisi diadiche siano evidenti, per quanto ci risulta la loro applicazione nella ricerca sulla terapia di coppia è stata finora scarsa.

L’articolo seminale di Anderson e Johnson (2010) sulle alleanze terapeutiche è stato con ogni probabilità la prima pubblicazione scientifica a introdurre l’APIM nel campo della terapia di coppia. Un limite comune degli studi condotti (ad es., Anderson & Johnson, 2010; Anderson et al., 2020; Bergeron et al., 2020) è che includono un numero limitato di momenti di valutazione. In sostanza, ciò significa che rivelano influenze reciproche, ma non nel tempo. Nel presente studio intendiamo mostrare come le analisi diadiche possano essere utilizzate in un disegno longitudinale per affrontare le alleanze terapeutiche e la soddisfazione relazionale come oggetti misurati frequentemente nel corso del trattamento. Esaminiamo quindi come i membri delle diadi si siano influenzati reciprocamente mentre seguivano insieme una terapia di coppia intensiva in regime di ricovero. L’elevata frequenza dei momenti di valutazione e l’accostamento della variabile di esito alla variabile di processo sono stati scelti con l’intento di indagare ulteriormente il legame tra alleanze e soddisfazione relazionale. L’obiettivo di questo studio è dunque duplice: riprendere lo scopo del lavoro pionieristico di Anderson e Johnson (2010) e ampliarne le domande di ricerca. In primo luogo, faremo conoscere a chi legge le analisi diadiche e il modo in cui possono essere applicate tramite i MM e concettualizzate all’interno dell’APIM per studiare processi ed esiti nella terapia di coppia. I MM sono stati scelti perché considerati l’approccio più flessibile per stimare l’APIM (Kenny et al., 2020). In secondo luogo, faremo progredire le conoscenze su come le alleanze tra terapeuta e cliente siano associate alla soddisfazione relazionale nel tempo nel contesto della terapia di coppia in regime di ricovero. In linea con quest’ultimo obiettivo, esamineremo le seguenti domande di ricerca:

• L’alleanza della persona con chi conduce la terapia predice la sua stessa soddisfazione nella relazione di coppia nel tempo? (Effetto attore).
• L’alleanza della persona con chi conduce la terapia predice la soddisfazione nella relazione di coppia dell’altro membro nel tempo? (Effetto partner).
• La soddisfazione della persona nella relazione di coppia predice la sua stessa alleanza con chi conduce la terapia nel tempo? (Effetto attore).
• La soddisfazione della persona nella relazione di coppia predice l’alleanza dell’altro membro della coppia con chi conduce la terapia nel tempo? (Effetto partner).
• Gli effetti attore e partner sono influenzati dal genere? (Genere).

METODO

Approvazione etica

Chi firma questo articolo ha chiesto l’approvazione etica dello studio. L’approvazione è stata successivamente concessa dal Comitato etico regionale (REFNUM 2018/148).

Trattamento

Si tratta di uno studio naturalistico sulla terapia di coppia condotto in una clinica residenziale del sistema sanitario pubblico norvegese, l’Unità Familiare (FU) del Modum Bad Psychiatric Center, situato a Vikersund, in Norvegia. Grazie all’assicurazione sanitaria pubblica, il trattamento è gratuito. Le coppie sono rimaste nella FU per circa 6–12 settimane. Venivano inviate alla FU dalla medicina generale, spesso in collaborazione con i servizi locali di salute mentale. Benché anche figlie e figli di età compresa tra 1 e 16 anni accompagnino la famiglia durante il ricovero, non sono coinvolti attivamente nella terapia e non vengono quindi trattati oltre. I criteri di ricovero prevedevano che almeno un membro della coppia avesse una diagnosi di disturbo mentale secondo la Classificazione internazionale delle malattie, 10ª edizione (ICD-10; World Health Organization, 1992), e che la coppia presentasse un concomitante disagio relazionale (ad es., abusi verbali estesi, problemi di intimità, stress genitoriale o relazioni extraconiugali). Tutte le persone che chiedevano il ricovero nella FU venivano intervistate dal personale sulla loro storia psichiatrica e relazionale, per valutare se il programma di trattamento fosse adatto a loro. Prima di prendere in considerazione il ricovero nella FU, si accertava che il trattamento precedente offerto dai servizi locali di salute mentale non avesse avuto successo. Tutti i ricoveri nella FU erano programmati. Non venivano ammesse nella FU persone con ideazione suicidaria attiva, psicotiche o con un abuso di sostanze in corso, né coppie con violenza fisica interpersonale in atto.

L’équipe terapeutica della FU conta in totale 12 persone (di cui il 66,67% donne, con un’età media di 44,58 anni e una durata media di 7,16 anni di formazione di base e continua nel campo della salute mentale), al servizio delle nove coppie ricoverate in ogni momento. Tutte le coppie sono state seguite da almeno due figure terapeutiche (in psicologia clinica, psichiatria o terapia familiare, in affiancamento a personale infermieristico specializzato e/o a terapia familiare). Al momento dell’ammissione, tutte le persone ricoverate sono state sottoposte a visita medica. La terapia di coppia, così come viene applicata in questa unità, va intesa come parte integrante di un programma di trattamento globale e comprende quindi una varietà di componenti terapeutiche più ampia di quella abituale nei servizi ambulatoriali di terapia di coppia. Tali componenti comprendono sedute di terapia di coppia due volte a settimana (ad es., focalizzate sulle emozioni, psicodinamiche e collaborative), una seduta settimanale di arteterapia, una seduta settimanale di psicoeducazione e sedute di esercizio fisico due volte a settimana. Il programma di trattamento offerto dalla FU, pur essendo centrato sulla relazione di coppia, non aderisce a un modello terapeutico specifico, ma si comprende meglio come l’integrazione delle prospettive sistemica e individuale. Così, le diverse strategie di intervento applicate sono state tratte da modelli di terapia individuale, di coppia e familiare. Per una descrizione dettagliata del programma di trattamento rimandiamo a Tilden (2008). Tutta l’équipe terapeutica partecipava a un’intervisione quindicinale con una supervisione esterna e a una supervisione interna settimanale che utilizzava le informazioni ricavate dal feedback strutturato delle persone ricoverate. Poiché il progetto era naturalistico e plurale, sono stati applicati approcci terapeutici non manualizzati e non è stata quindi monitorata l’aderenza ad alcun modello specifico di terapia di coppia.

Partecipanti

Tutte le persone ricoverate nella FU tra gennaio 2018 e aprile 2021 erano idonee all’inclusione. Delle 196 persone invitate a partecipare al presente studio, 169 hanno dato il loro consenso informato. Altre 23 sono state escluse perché non soddisfacevano i criteri di inclusione, o perché non erano ricoverate insieme al coniuge o perché non avevano una relazione eterosessuale. Il campione è quindi composto da 146 persone, che costituiscono 73 coppie eterosessuali. L’età media era di 40,99 anni (SD 7.56, intervallo 24–61). In totale, il 74,7% delle persone partecipanti aveva ricevuto, prima o durante il ricovero, una diagnosi di disturbo psichiatrico; il 23,7% soddisfaceva i criteri per due diagnosi, mentre il 4,8% li soddisfaceva per tre diagnosi. Le categorie diagnostiche più frequenti erano i disturbi affettivi (34,2%) e i disturbi dell’adattamento (33,5%), compreso il disturbo da stress post-traumatico (PTSD). Una percentuale significativamente più alta di donne (83,5%) rispetto agli uomini (65,7%, χ ², p = 0.014) aveva una diagnosi di questo tipo.

Delle 146 persone partecipanti, l’82,1% (n = 120) aveva compilato un modulo sull’uso di farmaci durante il trattamento. Tra queste persone, il 34,9% ha riferito di assumere farmaci all’ammissione (18,3% antidepressivi, 8,3% analgesici, 5% ansiolitici e 3,3% ipnotici). Un ulteriore 12,5% ha riferito di assumere un secondo farmaco (7,5% ipnotici, 3,3% ansiolitici e 1,7% analgesici), mentre il 5,8% assumeva tre o più farmaci (3,3% ipnotici e 2,5% analgesici) al momento del ricovero. Alla fine del trattamento, il 32,5% ha riferito di assumere un farmaco. L’uso di un secondo farmaco si era ridotto al 9,2%, mentre quello di tre o più farmaci si era ridotto al 5%. Tuttavia, queste riduzioni tra pre- e post-trattamento nell’uso di farmaci, sia in generale sia per quanto riguarda un secondo farmaco (dal 34,9% al 32,5% e dal 12,5% al 9,2%, rispettivamente), non erano significative (χ ² 0.15, p = 0.69 e χ ² 0.67, p = 0.41, rispettivamente).

Tra le persone partecipanti che avevano compilato il modulo sull’uso di farmaci (n = 120), il 18,3% ha riferito in terapia di aver subito abusi sessuali durante l’infanzia, il 19,7% era stato esposto a maltrattamenti fisici durante l’infanzia e un ulteriore 48,3% ha riferito di aver vissuto altri eventi traumatici durante l’infanzia. Più della metà (54,6%) delle persone rispondenti aveva vissuto episodi di trauma ripetuto durante l’infanzia. Dei nuclei familiari (n = 60) rappresentati da queste persone, il 41,6% comprendeva una persona adulta della famiglia (cioè un genitore o il coniuge) esposta a eventi traumatici ripetuti durante l’infanzia. Per quanto riguarda l’esposizione a eventi traumatici ripetuti in età adulta, la quota di nuclei familiari interessati è del 36,6%. Una parte delle persone partecipanti di quell’82,1% aveva inoltre rivelato una storia di dipendenza (15,8%) e/o di autolesionismo (14,2%) e/o di tentativi di suicidio (7,5%).

Procedura

La raccolta sistematica di misurazioni frequenti e il loro impiego come feedback nelle sedute di terapia, nella supervisione e come dati di ricerca sono una pratica consolidata da tempo nella FU. Le misurazioni frequenti sono state effettuate ogni settimana durante il ricovero. Tutti i questionari erano self-report e venivano compilati online.

Misure settimanali

La Revised Dyadic Adjustment Scale (RDAS; Busby et al., 1995) è un questionario di 14 item ampiamente utilizzato che fornisce una misura globale del consenso, della soddisfazione e della coesione percepiti da ciascun membro della coppia nei confronti del coniuge. L’intervallo dei punteggi va da 0 a 69: punteggi più alti indicano un adattamento migliore, con un cut-off di 48. La RDAS presenta proprietà psicometriche accettabili (Busby et al., 1995). L’alfa di Cronbach era 0.81 all’ammissione e 0.85 alla fine del trattamento.

Il Working Alliance Inventory (WAI; Horvath & Greenberg, 1989) è un questionario ampiamente utilizzato per valutare l’alleanza terapeutica tra terapeuta e cliente. Sette item del WAI (due relativi all’obiettivo, due al compito e tre al legame) sono stati inclusi nella batteria di questionari che le persone partecipanti compilavano ogni settimana. Gli studi sulle versioni brevi del WAI hanno dimostrato buone proprietà psicometriche (Hatcher & Gillaspy, 2006; Munder et al., 2010). Punteggi più alti al WAI indicano un’alleanza di lavoro più forte. L’alfa di Cronbach era 0.88 all’ammissione e 0.90 alla fine del trattamento.

Analisi statistiche

Il dataset comprende valutazioni frequenti dall’inizio alla fine del trattamento ed è stato analizzato come una struttura a due livelli (osservazioni settimanali delle persone partecipanti annidate nelle rispettive diadi) mediante MM longitudinali (Curran & Bauer, 2011). Con un massimo di 12 rilevazioni, il dataset soddisfa i requisiti proposti da Singer et al. (2003) per l’applicazione dei MM. Per poter effettuare un’analisi dei dati diadici, i dati dovevano essere organizzati in una struttura a coppie (pairwise), come suggerito da Kenny et al. (2020). La ristrutturazione a coppie ha prodotto anche un dataset in formato lungo, prerequisito per l’analisi dei dati longitudinali. Un webinar realizzato da West e Thorson (2017a) offre una guida pratica su come passare da un formato individuale a un formato a coppie.

A differenza dei modelli tradizionali per misure ripetute, i MM possono gestire efficacemente i dati mancanti, perché si basano sulla massima verosimiglianza (ML). La ML è considerata lo «stato dell’arte» per il trattamento dei dati mancanti (Schafer & Graham, 2002). La ML utilizza tutti i dati disponibili, completi e incompleti, per individuare i valori dei parametri che hanno la massima probabilità di produrre i dati del campione. Sono state quindi incluse tutte le 73 diadi che hanno partecipato allo studio, anche in presenza di dati parzialmente mancanti. La ricerca indica che la ML è preferibile all’imputazione multipla quando si utilizzano dati longitudinali (Shin et al., 2017).

È stata costruita una variabile dummy (genere) per distinguere tra i due membri della stessa diade. Il motivo principale per utilizzare il genere come variabile distintiva, invece di altre variabili di interesse come la presenza di un disturbo psichiatrico, è che consentiva la massima ampiezza campionaria possibile e permetteva di interpretare i dati in una cornice di genere. Soprattutto, l’inclusione di una variabile dummy ha permesso di valutare la varianza spiegata dei punteggi stimati di ciascun membro della diade e in che misura tali punteggi fossero correlati. Il coefficiente di correlazione risultante è la nostra misura della non indipendenza (Kenny et al., 2020).

Tutte le variabili di processo sono state centrate sulla media. Nelle prime analisi, il WAI costituiva la variabile di processo e la RDAS è stata utilizzata come variabile di esito. Abbiamo poi ripetuto le analisi utilizzando la RDAS come variabile predittiva e il WAI come variabile di esito. Ciò è stato fatto per indagare schemi di influenza diversi da quelli generalmente ipotizzati nella letteratura sull’alleanza di lavoro (cioè l’alleanza come predittore dell’esito; Flückiger et al., 2018; Friedlander et al., 2018).

I momenti di rilevazione sono stati centrati ed è stata costruita una variabile dummy, che abbiamo chiamato obs_id, per attribuire a ogni diade un identificativo univoco per ciascun momento. Abbiamo sfasato nel tempo le variabili di processo centrate sulla media per consentire un’analisi di regressione cross-lagged, al fine di stimare come i punteggi di un momento predicano i punteggi stimati del momento successivo. La procedura di sfasamento temporale che abbiamo seguito è descritta da West e Thorson (2017b). L’APIM è servito da modello concettuale per l’analisi di regressione cross-lagged. L’equazione di questo modello è:

Nella nostra analisi, i rappresenta la diade, mentre le Y rappresentano la variabile valutata di ciascun membro della diade ai momenti t e t −1 (cioè con uno sfasamento di 1). Le a rappresentano gli effetti attore e le p gli effetti partner, mentre e rappresenta i termini di errore di ciascun membro della diade. L’intercetta di ciascun membro della diade è indicata rispettivamente con c ₁ e c ₂. Secondo la nostra equazione, vi sono sei parametri (due di attore, due di partner e due intercette) che possono variare tra le diadi e covariare tra loro. I due termini di errore (uno per ciascun membro della diade) sono di particolare importanza, poiché possono essere correlati. Questa correlazione tra gli errori, o r _ee, misura in che misura i due membri di una diade siano o meno simili da un momento all’altro (cioè la valutazione della non indipendenza).

Seguendo le tappe proposte da Kenny et al. (2020), abbiamo potuto analizzare i nostri dati in un quadro cross-lagged con SPSS v. 27. L’approccio di Kenny et al. (2020) all’analisi diadica di regressione cross-lagged raccomanda di iniziare la costruzione del modello con un modello completamente saturo, semplificandolo se non converge. Nel modello del nostro studio gli effetti casuali sono stati rimossi. Questa decisione è stata presa perché i risultati ottenuti applicando gli effetti casuali non erano definitivamente positivi, pur essendo soddisfatti tutti i criteri di convergenza. Ciò implicava che la validità dei risultati non potesse essere accertata. A un esame più attento dell’output, è emerso chiaramente che gli effetti casuali o non erano significativi o risultavano comunque ridondanti. L’esecuzione del modello senza effetti casuali non ha comportato ulteriori ostacoli. La loro rimozione ha quindi prodotto un modello più parsimonioso. La struttura di covarianza applicata, CSH (simmetria composta eterogenea), produce varianze d’errore separate per ciascun membro della diade, il che è fondamentale per stabilire il grado di non indipendenza tra i punteggi dei membri. Abbiamo inoltre introdotto delle istruzioni di test (test statements), necessarie per valutare se le differenze tra i membri della diade fossero significative. I risultati di tali istruzioni di test hanno così ulteriormente controllato il genere, facilitando l’interpretazione dei risultati (cioè se un effetto sia più forte dell’altro). Rimandiamo a un webinar di David Kenny (2015) per una guida passo passo su come costruire un MM con istruzioni di test e interpretarne l’output.

RISULTATI

Statistiche descrittive

Si veda la tabella 1 per le statistiche descrittive delle variabili incluse a livello individuale di valutazione. Si veda la tabella 2 per le correlazioni di Pearson delle variabili incluse nelle valutazioni pre e post-test.

Test di non indipendenza

Le analisi diadiche hanno mostrato che le varianze d’errore delle donne erano leggermente più elevate di quelle degli uomini quando il WAI era considerato come covariata (e ₁ = 67.48, e ₂ = 61.6, rispettivamente). Secondo Cohen (1992), la correlazione tra queste varianze d’errore può essere considerata grande (d = 0.59, p < 0.001). Quando la RDAS è stata utilizzata come covariata i risultati sono stati simili, ma le varianze d’errore degli uomini erano leggermente più elevate di quelle delle loro partner (e ₂ = 30.08, e ₁ = 24.08, rispettivamente). La correlazione tra questi punteggi può essere considerata media (d = 0.34, p < 0.001). Questi risultati suggeriscono che i punteggi dei membri della diade non sono indipendenti.

La RDAS come variabile di esito e il WAI come variabile di processo

I risultati delle analisi diadiche mostrano un effetto principale del genere sull’intercetta della RDAS (stime di 40.28, p < 0.001, e 42.73, p < 0.001, rispettivamente per donne e uomini). Le nostre istruzioni di test mostrano che la differenza tra questi punteggi stimati sull’intercetta era significativa (stima 2.45, p < 0.001). Vi era inoltre un effetto principale significativo e positivo del tempo sui punteggi RDAS stimati (stima 0.31, stima p = 0.005).

Vi era un effetto attore negativo significativo dell’influenza dei punteggi WAI degli uomini sui punteggi RDAS da una settimana all’altra (stima −0.31, p < 0.001). Vi era inoltre un effetto partner positivo dell’influenza dei punteggi WAI degli uomini sui punteggi RDAS delle donne da una settimana all’altra (stima 0.25, p = 0.001). Questi effetti attore e partner legati al genere sono stati ulteriormente confermati dalle istruzioni di test (stima −0.34, p = 0.002, e stima 0.22, p = 0.042, rispettivamente). Anche gli effetti attore e partner medi secondo le istruzioni di test differivano significativamente tra i generi (stima −0.14, p = 0.007, stima 0.14, p = 0.007, rispettivamente).

Il WAI come variabile di esito e la RDAS come variabile di processo

I risultati delle analisi diadiche mostrano un effetto principale del genere sull’intercetta del WAI (stima 42.48, <0.001 e stima 41.97, p < .001, rispettivamente per donne e uomini). Le nostre istruzioni di test mostrano che la differenza tra questi punteggi sull’intercetta non era significativa (p = 0.1). Vi era un effetto principale positivo e significativo del tempo sui punteggi WAI stimati (stima 0.22, p = 0.003).

Vi era un effetto attore negativo significativo dell’influenza dei punteggi RDAS delle donne sui punteggi WAI da una settimana all’altra (stima −0.18, p < 0.001). Vi era anche un effetto partner positivo significativo dei punteggi RDAS degli uomini sui punteggi WAI delle loro partner da una settimana all’altra (stima 0.15, p = 0.007). La differenza di genere per l’effetto attore è stata ulteriormente confermata dalle istruzioni di test (stima 0.16, p = 0.018), mentre la differenza di genere ipotizzata per l’effetto partner non era significativa (p = 0.204). Gli effetti attore e partner medi differivano significativamente tra i generi (stima −0.10, p = 0.003, e 0.11, p = 0.003, rispettivamente). Si veda la tabella 3 per una sintesi dei risultati delle analisi diadiche cross-lagged.

DISCUSSIONE

Lo scopo del presente studio era duplice: da un lato presentare ed esemplificare come l’analisi diadica e l’APIM possano essere applicati a dati longitudinali, dall’altro esaminare più a fondo come le alleanze di lavoro tra clienti e chi conduce la terapia siano associate alla soddisfazione di coppia. I nostri risultati indicano che i punteggi stimati dei membri della diade non erano indipendenti, con dimensioni dell’effetto da medie (il WAI come variabile dipendente) a grandi (la RDAS come variabile dipendente) (Cohen, 1992). Alla luce di questi risultati, dovremmo poter dedurre che i punteggi dei membri della stessa diade erano interdipendenti, il che indica che le condizioni per interpretare gli effetti attore e partner erano soddisfatte.

Come mostrano i risultati dell’analisi, le diadi sono migliorate su entrambe le misure, l’alleanza e la soddisfazione di coppia, per effetto del tempo; questo risultato concorda con la letteratura sull’efficacia della terapia di coppia (Barbato & D'Avanzo, 2020; Heatherington et al., 2015; Roddy et al., 2020; Shadish & Baldwin, 2003). Di maggiore interesse sono gli effetti attore-partner: si è osservata una tendenza significativa degli effetti attore ad associarsi a un’influenza negativa sulla variabile dipendente; al contrario, gli effetti partner erano associati a un’influenza positiva. In particolare, i punteggi di alleanza stimati degli uomini influivano negativamente sulla soddisfazione di coppia da loro riferita quando questa veniva valutata una settimana dopo. Per le donne, l’effetto attore significativo consisteva nel fatto che la soddisfazione di coppia da loro riferita incideva negativamente sulla loro alleanza con chi conduceva la terapia la settimana successiva. Le istruzioni di test hanno confermato una differenza di genere per questi effetti attore.

È interessante notare che entrambi gli effetti partner significativi riguardavano il modo in cui i punteggi stimati degli uomini al WAI e alla RDAS predicevano positivamente la rispettiva variabile dipendente delle donne (cioè la RDAS e il WAI) una settimana dopo. Un’alleanza più forte tra gli uomini e chi conduceva la terapia prediceva positivamente la soddisfazione di coppia riferita dalle donne e, quanto più gli uomini erano soddisfatti della loro relazione di coppia, tanto più si rafforzava l’alleanza delle loro partner con chi conduceva la terapia. Secondo le istruzioni di test, sono state trovate conferme per le differenze di genere nel modo in cui il WAI prediceva la RDAS, ma non viceversa.

In generale, questi risultati sostengono la letteratura che associa l’alleanza all’esito (Flückiger et al., 2018; Friedlander et al., 2018), ma aggiungono anche sfumature al modo in cui possiamo comprendere questa interazione da una prospettiva sistemica. Più specificamente, per quanto riguarda la terapia di coppia, questi risultati indicano che non esiste un percorso diretto di influenza positiva tra l’alleanza del singolo membro della diade con chi conduce la terapia (cioè l’effetto attore) e la soddisfazione relazionale percepita dalla coppia. Al contrario, gli effetti attore sembrano avere un impatto negativo sull’esito. Sono invece gli effetti partner a influenzare più positivamente l’alleanza percepita con chi conduce la terapia e la soddisfazione della coppia. Come indicano i nostri risultati, il rafforzamento dell’alleanza dell’uomo in terapia predice un aumento della soddisfazione della sua compagna nella relazione di coppia, il che suggerisce che stabilire un’alleanza forte con il membro maschile della diade può svolgere un ruolo cruciale nel favorire un esito positivo della terapia di coppia. Questa interpretazione trova sostegno in studi precedenti (Halford et al., 2016; Symonds & Horvath, 2004). In alternativa, questi effetti legati al genere potrebbero forse essere intesi come l’espressione di schemi interattivi (ad es., interazioni richiesta-ritiro o inseguimento-distanziamento; Betchen & Ross, 2000; Heavey et al., 1995) e/o di stili di attaccamento (Hazan & Shaver, 1987; Simpson, 1990).

A causa della propensione della cultura occidentale al pensiero lineare (Yama & Zakaria, 2019), può essere difficile spiegare perché gli effetti attore siano associati a un’influenza negativa mentre gli effetti partner siano legati a influenze positive sulla variabile dipendente. La letteratura consolidata che presenta l’alleanza di lavoro come predittore dell’esito (Flückiger et al., 2018; Friedlander et al., 2018) rende questa spiegazione particolarmente ardua. In un primo momento si potrebbe supporre che una forte alleanza tra cliente e terapeuta vissuta dall’uno o dall’altro membro della diade abbia lo stesso effetto sull’esito ma, come suggeriscono i risultati di questo studio, non è così. Un modo per dare senso agli effetti attore-partner individuati in questo studio potrebbe essere considerarli come uno schema di contrasti. Secondo Kenny et al. (2020), gli effetti di contrasto si verificano quando le risposte di una persona si invertono nel corso di interazioni ripetute. Una possibile spiegazione di tale schema è che le donne partecipanti del nostro campione avessero una frequenza più elevata di diagnosi psichiatriche rispetto ai loro coniugi e fossero quindi inizialmente percepite dai coniugi come «la paziente designata». Con il progredire della terapia e il rafforzarsi dell’alleanza dell’uomo con chi conduceva la terapia, è plausibile che il problema presentato sia stato contemporaneamente ridefinito: da problema inteso come intrinseco alla persona a problema inteso in termini relazionali (cioè come un problema che si produce tra i due membri della coppia). Si può supporre che questo dispiegarsi del processo terapeutico abbia così favorito una maggiore comprensione del proprio contributo ai problemi relazionali, condizione preliminare per impegnarsi pienamente nella terapia. Tale interpretazione potrebbe spiegare anche perché gli effetti attore delle donne consistessero nel fatto che l’aumento della soddisfazione di coppia esercitava un’influenza negativa sulla loro alleanza con chi conduceva la terapia: vedendo il coniuge impegnarsi di più nella terapia (cioè l’effetto partner dell’alleanza degli uomini prediceva positivamente la soddisfazione di coppia delle loro compagne), avevano un bisogno meno immediato del sostegno della figura terapeutica. Ciò si è riflesso in diminuzioni lievi ma significative dei punteggi di alleanza delle donne nel tempo, man mano che diventavano più soddisfatte dei loro partner, cioè sperimentavano un sostegno maggiore da parte loro. In sintesi, con il progredire della terapia la valutazione dell’alleanza con la figura terapeutica da parte delle donne si è invertita, mentre la soddisfazione di coppia delle diadi aumentava parallelamente (il che indica una minore dipendenza dalla figura terapeutica e una maggiore fiducia nei partner). Benché questa comprensione emergente del cambiamento costituisca un’ipotesi da verificare, riteniamo che sia coerente con gli assunti sistemici di circolarità che sono alla base della terapia di coppia (Pinsof et al., 2018; Sprenkle et al., 2009). Inoltre, un sostegno indiretto a questa interpretazione può essere trovato esaminando le intercette dei membri della diade: esse indicano che le donne sono più insoddisfatte all’inizio della terapia (cioè la parte che si lamenta), mentre gli uomini hanno un’alleanza iniziale più bassa con chi conduce la terapia (cioè la parte che si ritira). Risultati analoghi sono stati documentati anche altrove nella letteratura sulla terapia di coppia (Friedlander et al., 2018; Jackson et al., 2014). Più precisamente, le donne sono più insoddisfatte delle loro relazioni all’inizio della terapia e sono anche, in misura sproporzionata, coloro che avviano la terapia di coppia rispetto ai loro partner maschili (Boisvert et al., 2011; Doss et al., 2003). Inoltre, le evidenze suggeriscono anche che spesso sono gli uomini a subire pressioni per partecipare alla terapia, il che può inizialmente ostacolare la formazione dell’alleanza terapeutica (Halford et al., 2016). Tuttavia, ricerche recenti hanno indicato anche i traumi pregressi come una variabile che influenza negativamente l’alleanza degli uomini all’inizio della terapia (Anderson et al., 2020).

Nel complesso, la letteratura sembra concordare con la nostra interpretazione secondo cui l’alleanza degli uomini con chi conduce la terapia di coppia appare centrale per l’esito. Il nostro modello emergente del cambiamento non predice la soddisfazione di coppia degli uomini al di là del tempo trascorso in terapia. Con ogni probabilità contribuiscono altri fattori, come i traumi, il funzionamento familiare, una diminuzione dei sintomi di disagio psichico o un aumento del benessere, non presi in considerazione nell’attuale disegno di ricerca. Anche se la ricerca futura non dovesse confermare la nostra interpretazione, rivelando piuttosto altre variabili come meccanismi di cambiamento, gli effetti attore-partner presentati in questo studio indicano comunque che il cambiamento che le persone e le coppie vivono nella terapia congiunta è fortemente associato al modo in cui l’altro membro della coppia risponde alla terapia.

Implicazioni cliniche

I risultati di questo studio suggeriscono che è particolarmente importante, per chiunque conduca una terapia di coppia, assicurarsi che il cliente uomo si impegni nella terapia, poiché ciò può favorire la soddisfazione relazionale della sua compagna. Con il progredire della terapia, occorre continuare a monitorare alleanze ed esiti e adattarsi per rispondere ai bisogni della persona in terapia, nella misura in cui ciò sia al servizio del trattamento. L’applicazione del monitoraggio di routine degli esiti (ROM) nelle sue varie forme si è dimostrata uno strumento efficace per individuare le terapie che stanno deviando dal loro corso (Lambert & Shimokawa, 2011) e può quindi essere utilizzata per monitorare l’instaurarsi e il mantenimento dell’alleanza. Anche se i questionari self-report sono preferibili alle domande dirette poste in seduta (Tilden & Wampold, 2017), riteniamo che qualsiasi sforzo per gestire e mantenere l’alleanza sia meglio della negligenza. In letteratura esistono esempi di come tale feedback possa essere raccolto verbalmente in seduta (ad es., «c’è stato un evento particolare in questa seduta che è stato per Lei più importante di qualsiasi altro?»; McLeod., 2017), e incoraggiamo ad adattarli alla terapia di coppia (ad es., domande circolari: «potrebbe dire al Suo partner quale pensa sia stato, per questa persona, l’evento più importante di questa seduta?»).

Limiti

Benché questo studio mostri con successo come metodi statistici d’avanguardia possano essere applicati allo studio degli effetti reciproci, l’attuale disegno di ricerca avrebbe potuto essere migliorato. Poiché lo studio intendeva essere orientato alla pratica, le misure utilizzate erano quelle già in uso nella clinica. La valutazione dell’alleanza è quindi effettuata soltanto con il WAI (Horvath & Greenberg, 1989). Il WAI non è concepito per la terapia di coppia e manca quindi di domande relative ai diversi sottosistemi del sistema terapeuta-clienti (Pinsof et al., 2008). Introdurre misure sistemiche delle alleanze e analizzare tali dati con analisi diadiche all’interno dell’APIM rappresenterebbe un grande vantaggio rispetto alle misure utilizzate nel presente studio.

Vi sono inoltre diversi fattori legati ai disturbi psichiatrici e alle storie traumatiche pregresse che potrebbero aver influito sui risultati di questo studio. Lo menzioniamo perché la maggior parte del campione soddisfa i criteri per una diagnosi psichiatrica secondo l’ICD-10 (World Health Organization, 1992) e almeno metà del campione è stata esposta a un’esperienza traumatica. Dalla letteratura sappiamo che esiste un’associazione negativa tra disagio psichico e soddisfazione di coppia (Whisman & Baucom, 2012; Whisman et al., 2000), così come un possibile legame tra trauma e formazione dell’alleanza nella terapia di coppia (Anderson et al., 2020). Siamo quindi cauti nel generalizzare i nostri risultati ad altre popolazioni. Abbiamo incluso soltanto coppie eterosessuali perché il genere era la variabile distintiva evidente; i nostri risultati potrebbero quindi non essere generalizzabili a coppie con un diverso orientamento sessuale. Tuttavia, poiché esistono evidenze dell’associazione tra la comparsa di sintomi psichiatrici e la discordia relazionale in culture ed etnie diverse (McShall & Johnson, 2015), ci si potrebbe aspettare di trovare, in altre popolazioni comparabili, varianti dello schema di effetti reciproci individuato (cioè l’importanza, da noi ipotizzata, della risposta dell’altro membro della coppia alla terapia) con tratti comuni.

Pur riconoscendo che la peculiarità del programma di trattamento offerto dalla FU potrebbe limitare la generalizzabilità dei risultati, riteniamo che gli schemi di associazione individuati tra alleanze e soddisfazione nella relazione di coppia sarebbero probabilmente simili in altri contesti di trattamento (ad es., ambulatoriali). Studi condotti in altri contesti sull’alleanza nella terapia di coppia mostrano risultati simili ai nostri, sostenendo così tale interpretazione (ad es., Anderson et al., 2020; Halford et al., 2016). Infine, anche il disegno naturalistico di questo studio può limitare la generalizzabilità, poiché diversi effetti indiretti non sono presi in considerazione (ad es., quali interventi ha messo in atto chi conduceva la terapia di coppia?). Pur trattandosi di un argomento valido, riteniamo che gli studi naturalistici che utilizzano metodi quantitativi come quelli presentati in questo studio abbiano valore, poiché riflettono con precisione il modo in cui le diadi cambiano nel tempo (Kenny et al., 2020).

CONCLUSIONI E RICERCA FUTURA

I risultati di questo studio mostrano come il metodo dell’analisi diadica sia applicabile all’esame di fenomeni quali le alleanze e la loro interazione con la soddisfazione di coppia. I nostri risultati indicano che i punteggi di alleanza e di soddisfazione di coppia dei membri della diade sono fortemente interdipendenti. Inoltre, la nostra analisi suggerisce che coinvolgere il membro maschile della diade nel processo terapeutico, misurato attraverso l’alleanza di lavoro, sembra essenziale per un esito terapeutico positivo. Per quanto ci risulta, questo risultato dettagliato, benché familiare a chi ha esperienza clinica, è nuovo nel campo della ricerca sulla terapia di coppia. I nostri risultati sfumati sono ottenuti grazie all’analisi diadica, un approccio statistico alla portata di chiunque faccia ricerca e si interessi agli effetti reciproci, ad esempio nello studio delle relazioni di coppia, della cogenitorialità, delle transazioni tra genitori e prole o dell’alleanza di lavoro tra terapeuta e cliente. La ricerca futura che applichi l’analisi diadica a fenomeni già ampiamente studiati (ad es., le alleanze terapeutiche) e a popolazioni poco studiate (ad es., minoranze etniche, coppie dello stesso sesso e persone sopravvissute a traumi) produrrà probabilmente nuove conoscenze rilevanti e contribuirà a far progredire il campo della terapia di coppia e familiare.