Negociación de la alianza desde el terapeuta

 

 

Perspectiva del terapeuta acerca de la negociación de la alianza: Un instrumento para su evaluación

 

Therapist’s perspective about alliance negotiation: an instrument’s evaluation

 

Juan Martín Gómez-Penedo¹, Jennifer M. Doran² y Andrés Roussos³

¹Doctor en Psicología. Becario posdoctoral del Consejo Nacional de Investigaciones Científicas y Técnicas (CONICET). Jefe de trabajos prácticos en la asignatura Estadística de la Facultad de Psicología de la Universidad de Buenos Aires (UBA). Miembro del Equipo de Investigación en Psicología Clínica (EIPSI) de la Universidad de Belgrano (UB). E.mail: jmgomezpenedo@gmail.com

²Doctora en Psicología (PhD.). Miembro del staff psicológico del Connecticut Healthcare System en West Haven, Connecticut. Académica de la Yale University School of Medicine.

³Doctor en Psicología. Profesor Titular en la asignatura Metodología de la Investigación en Psicología en la Facultad de Humanidades de la Universidad de Belgrano (UB). Profesor Adjunto en la asignatura Metodología de la Investigación de la Facultad de Psicología de la Universidad de Buenos Aires (UBA). Director del Equipo de Investigación en Psicología Clínica (EIPSI) en la Universidad de Belgrano (UB). Miembro de la Carrera del Investigador Científico del Consejo Nacional de Investigaciones Científicas y Técnicas (CONICET).

 

Consejo Nacional de Investigaciones Científicas y Técnicas (CONICET),

Universidad de Buenos Aires (UBA), Universidad de Belgrano (UB).

Ciudad Autónoma de Buenos Aires, Argentina.

Yale University School of Medicine. Connecticut, EE.UU.

 

 

Resumen

 

La negociación de alianza es la capacidad que tienen paciente y terapeuta para resolver problemas vinculares y desacuerdos en terapia. Si bien este concepto es una noción diádica, con implicancias importantes para el tratamiento, actualmente solo existe un instrumento, desde la perspectiva del paciente, que permite su medición. El objetivo de este artículo es presentar el desarrollo y el estudio de las propiedades psicométricas preliminares de la Escala de Negociación de la Alianza, versión terapeuta (ANS-T). A estos fines, se convocó una muestra de 188 terapeutas de distintas aproximaciones teóricas que completaron un conjunto inicial de ítems tentativos del ANS-T junto con el Inventario de Alianza de Trabajo (WAI, por su sigla en inglés), otra escala para medición de la alianza. Para el análisis de datos se realizó un análisis de componentes principales, se estudiaron medidas de confiabilidad como el alfa de Cronbach y correlaciones ítem-total corregidas, así como también evidencias de validez de criterio a partir de las correlaciones entre el ANS-T y la WAI. Los resultados del análisis de componentes principales sugirieron una solución unidimensional integrada por nueve ítems. Los análisis conducidos sobre la versión final de la ANS-T mostraron una adecuada consistencia interna (a = .82) y homogeneidad de sus ítems (r ítem-total corregidas: entre .34 y .66) junto con evidencias de validez de criterio (r con WAI: .51, p < .001). Las cualidades del instrumento y sus propiedades psicométricas sugieren que la ANS-T es un recurso valioso tanto para la clínica como para la investigación.

Palabras clave: Negociación de la alianza; Terapeuta; Construcción; Validez; Confiabilidad; Propiedades psicométricas.

 

Abstract

 

Alliance negotiation is defined as the patient and therapist’s ability to solve relational problems and disagreements (in therapeutic goals and tasks) during therapy. Although this construct is essentially a dyadic notion, with important clinical implication for treatments of different theoretical frameworks, currently there is only one instrument that can measure alliance negotiation and it is only based on the patients’ perspective about therapy. The aim of this paper is to develop and examine the preliminary psychometric properties of the Alliance Negotiation Scale, therapist form. In the context of the importance attributed to analyzing relational constructs with a dyadic perspective, this instrument will not only allow to measure the perception of alliance negotiation from therapist’s point of view, but also it will provide the necessary information to have a dyadic measurement of alliance negotiation by using both the original Alliance Negotiation Scale and the Alliance Negotiation Scale, therapist form in the same cases. With this purpose, a sample of 188 therapists from different theoretical frameworks completed an initial pool of twenty four preliminary items of the Alliance Negotiation Scale, therapist form. All the items of Alliance Negotiation Scale, therapist form, were developed based on the original Alliance Negotiation Scale, adapted to be completed by the therapist, and scored in a seven point Likert scale ranging from 1 (Never) to 7 (Always). The sample of therapist also completed the Working Alliance Inventory, therapist from, a widely spread standard measure of therapeutic alliance. For both instruments we asked the therapist to answer the measures thinking about a patient they have recently treated. To avoid a bias in patients’ selection and ceiling effects in alliance scores, half of the sample of therapists was randomized to use as a reference a patient they considered easy, while the other half was asked to select a difficult patient. For data analyzes we first ran a principal component analysis in order to find the best factorial solution for the items and to establish the construct validity of the scale. Based on that factorial solution we analyzed the internal consistency of the final version of the Alliance Negotiation Scale, therapist form, using Cronbach’s alphas coefficients and item’s homogeneity using adjusted item-total correlations. Finally, to test for criterion validity we explored the associations between the Alliance Negotiation Scale, therapist form, and the Working Alliance Inventory, therapist from, using Pearson’s correlations. The principal component analysis suggested a one-dimensional solution integrated by nine items, explaining a 42.16 % of the total variance. All the items in this solution had factorial weights above .40. Furthermore, the analysis of reliability on this version of the scale showed an adequate internal consistency (Cronbach’s a = .82). The adjusted item-total correlations presented also evidences of homogeneity (r’s range: between .34 and .66), suggesting that all the items explores different aspects from a common construct, without being redundant. Finally, the correlations between the Alliance Negotiation Scale, therapist form, and the Working Alliance Inventory, therapist from, presented evidences of criterion validity (r with WAI: .51, p < .001). This result showed an association between the measures but also indicate that they do not measure the exact some construct. The specific characteristics and properties of the Working Alliance Inventory, therapist from, presented in this paper, suggested that this measure represents an important contribution both for clinical practice and research. Future studies will need to further explore and confirm the psychometric properties of the Working Alliance Inventory, therapist from, and analyze its application for dyadic measures of the therapeutic alliance negotiation in psychotherapy.

Key words: Alliance negotiation; Therapist; Validity; Reliability; Psychometric properties.

 

Introducción

 

La alianza terapéutica es la relación de colaboración que se construye entre el paciente y el terapeuta en el contexto de la psicoterapia (Bordin, 1979). Diversas postulaciones teóricas e investigaciones empíricas han sugerido que este constructo es uno de los elementos más importantes de la terapia y el factor común por excelencia en los abordajes de distintos marcos teóricos (Wampold e Imel, 2015). Una serie de meta-análisis realizados en los últimos 25 años han posicionado a la alianza terapéutica como el predictor más robusto de resultados en psicoterapia, independientemente del marco referencia de los tratamientos que se apliquen (Horvath, Del Re, Flückiger, y Symonds, 2011; Horvath y Symonds, 1991; Martin, Garske, y Davis, 2000). Una alianza terapéutica más sólida, especialmente en las fases iniciales del abordaje, está asociada a mayores niveles de cambio terapéutico al finalizar la terapia y menores probabilidades de abandono unilateral por parte del paciente (Horvath y Symonds, 1991).

No obstante, en las últimas décadas se ha acumulado un conjunto de críticas a la noción clásica de alianza, dando lugar al surgimiento de constructos alternativos que podrían tener una mayor relevancia para la evaluación del proceso terapéutico y la predicción de los resultados. La noción clásica de alianza terapéutica como colaboración, no contempla en su matriz conceptual la existencia de episodios de frustración y de afectividad negativa de los pacientes respecto de los terapeutas (Brenner, 1979; Curtis 1979), los cuales son experiencias habituales en el contexto de la terapia (Hill, Thompson, y Corbett, 1992; Rennie, 1994) y que no necesariamente, van en detrimento del tratamiento (Safran, 1993). Del mismo modo, la alianza terapéutica definida como colaboración no incluye al fenómeno del conflicto, un aspecto inherente a los vínculos humanos que es esperable que se manifieste en la relación entre el paciente y el terapeuta (Mitchell, 1988). Detrás de un alto grado de colaboración entre paciente y terapeuta (una alianza terapéutica sólida), pueden existir conflictos o desacuerdos en la relación, que produzcan consecuencias negativas para la terapia, pero que el paciente no explicite por tener una postura de obediencia o sumisión hacia la figura del profesional (Hatcher y Barends, 1996; Safran y Muran, 2006).

Por esos motivos, Safran y Muran (2006) sostienen que lo importante de la relación terapéutica, no es la ausencia de conflictos o de falta de colaboración, sino los procesos involucrados en la resolución de esas dificultades en caso de que surjan. Los autores postulan que lo más relevante en términos terapéuticos no está determinado por el grado de colaboración entre paciente y terapeuta, sino por la capacidad de la díada para sobrellevar situaciones en donde la colaboración y el ajuste en la relación vacilan (Safran y Muran, 2006).

En este contexto, Safran y Muran (2000, 2006) han propuesto el concepto de negociación de la alianza, como una alternativa conceptual que describe la capacidad del paciente y del terapeuta para resolver los conflictos que emergen en las sesiones, y solucionar los desacuerdos surgidos en el proceso terapéutico. Desde esta nueva perspectiva, la relación terapéutica es un fenómeno dinámico caracterizado por la negociación constante y la resolución de conflictos entre el paciente y el terapeuta. Esta visión sugiere que la capacidad de negociación de conflictos a nivel interpersonal tendría un mayor valor predictivo de los resultados del tratamiento que la mera colaboración observada entre paciente y terapeuta (Safran, Muran y Eubanks-Carter, 2011).

En el año 2012, Doran, Safran, Waizmann, Bolger y Muran, crearon la Escala de Negociación de la Alianza Terapéutica (ANS, por su sigla en inglés), el primer instrumento (y hasta ahora el único del que se tiene registro) para medir el nivel de negociación de la alianza entre paciente y terapeuta, desde la perspectiva del paciente. El instrumento fue, a su vez, traducido al español y adaptado al contexto latinoamericano por Waizmann et al. (2015). Esta versión de la ANS ha mostrado evidencias de consistencia interna (α escala total: .78; α subescalas: entre .87 y .92), validez de criterio en relación al Inventario de Alianza de Trabajo (r = .69, p < .001) y validez de constructo, presentando una estructura factorial de dos dimensiones (Waizmann et al., 2015).

Investigaciones empíricas recientes en el área han mostrado resultados prometedores en relación a la capacidad predictiva de la ANS sobre los resultados de la terapia. Por ejemplo, Doran, Safran y Muran (2017) observaron que la ANS, al ser comparada con una medida clásica de alianza terapéutica, tiene una mayor capacidad predictiva de las mejorías de los pacientes, en términos de reducción del malestar sintomático e interpersonal. Del mismo modo, Roussos, Gómez Penedo, Doran, Olivera y Horowitz (2017) reportaron que mayores niveles de negociación de la alianza (mayores puntajes en la ANS) en las primeras sesiones de terapia, se asociaban significativamente a una mayor reducción en problemáticas interpersonales de sumisión, al finalizar la terapia.

Estos resultados preliminares resultan ser prometedores acerca del valor de la negociación de la alianza, aunque éstos cuentan con una limitante: al día de hoy se ha considerado únicamente la visión del paciente para evaluar dicho proceso de interacción. Al ser la negociación de la alianza un fenómeno co-construido entre paciente y terapeuta, tener solo la visión del paciente brinda una evidencia parcial del proceso, dejando por fuera información relevante para caracterizar los niveles de negociación de la alianza de una díada.

 

Objetivos e hipótesis del trabajo

 

El presente estudio tuvo por objetivo la creación de una versión de la ANS en idioma castellano, para ser completada por el terapeuta (ANS-T), y un posterior análisis de sus propiedades psicométricas, en una muestra de profesionales argentinos. De esta forma, este trabajo busca realizar un aporte al campo, poniendo a disposición de clínicos e investigadores un instrumento para evaluar desde la perspectiva del terapeuta la negociación de la alianza en un tratamiento. Del mismo modo, en conjunto con la ya existente versión de la ANS para ser completada por el paciente, el aporte de este trabajo podría permitir medir la negociación de la alianza, en contextos clínicos o en el marco de investigaciones empíricas, utilizando análisis diádicos como los modelos interdependientes de actor-pareja (APIM, por su sigla en inglés; Cook y Kenny, 2005; Kenny, 1996), estimando los niveles de negociación a partir de las visiones tanto del paciente como del terapeuta. Los modelos APIM permiten analizar la contribución diferencial de los participantes (paciente y terapeuta) de una interacción a la variabilidad en una medida de resultados, lidiando con la violación del supuesto de independencia de las observaciones producto de que los individuos se encuentran anidados en díadas (siendo esperable una correlación de sus residuos al ajustar algún modelo predictivo). En los últimos años, los modelos APIM han permitido analizar los efectos de la convergencia temporal entre los puntajes de alianza de los pacientes y los terapeutas, observando una relación directa entre dicha convergencia y el cambio de los pacientes (Coyne, Constantino, Laws, Westra, y Antony, 2017; Laws et al., 2017). Un instrumento como la ANS-T, en conjunto con la ANS versión paciente, brindará la posibilidad de replicar estos análisis diádicos en el estudio de la negociación de la alianza.

Respecto de las hipótesis principales de este estudio, se considera que la versión preliminar del ANS-T, derivado del análisis factorial exploratorio, presentará evidencias de: (i) consistencia interna en sus factores, (ii) homogeniedad de sus ítems y (iii) validez de criterio, respecto de otra medida similar de alianza (mostrando niveles de asociación moderados).

 

Creación de la Escala de Negociación de la Alianza – Versión Terapeuta

 

Las versiones en castellano y en inglés de la ANS-T se crearon en forma simultánea y paralela. Este procedimiento se realizó para crear dos versiones gemelas de la escala en ambos idiomas, con validez transcultural, en contraposición con la tendencia generalizada a crear una escala original en un idioma y luego adaptar versiones para otros contextos. No obstante, este estudio está únicamente referido a la creación y estudio de las propiedades psicométricas de la versión en castellano. La versión en inglés del instrumento será presentada en un informe diferente, en el mismo idioma.

Para la creación de esta versión, primero se tomaron los doce ítems de la escala original de la ANS, versión paciente en inglés, y se adaptó el fraseo para que sea completada por un terapeuta. Esta tarea fue realizada en conjunto por el primer autor (hispanoparlante bilingüe) y por la segunda autora de este trabajo (angloparlante). Posteriormente, éstos crearon 12 ítems nuevos que capturaron aspectos de la negociación de la alianza, desde la perspectiva del terapeuta, que no estuvieran contenidos en los ítems ya existentes. Para ello, se utilizaron ítems creados y descartados en el proceso de desarrollo de la ANS paciente, cuyo fraseo fue adaptado a una versión para ser administrado a terapeutas. Luego, se realizó una traducción al castellano del pool de 24 ítems mediante el método de traducción inversa. Primero, una psicóloga y psicoterapeuta hispanoparlante bilingüe tradujo los ítems del inglés al castellano. Dicha traducción fue chequeada y corregida por el primer y el tercer autor de este estudio (ambos hispanoparlantes bilingües). La versión de los ítems en castellano fue nuevamente traducida al inglés por otra profesional (psicóloga y psicoterapeuta hispanoparlante bilingüe). Luego, la versión original en inglés, la traducción al castellano y la nueva traducción al inglés, fueron chequeadas por el primer y tercer autor de este trabajo (hispanoparlantes bilingües), mientras que la versión original en inglés y la nueva traducción al inglés, producto de la traducción inversa, fue chequeada por la segunda autora del trabajo (únicamente angloparlante). A partir de este procedimiento se creó una versión final del conjunto inicial de 24 ítems de la ANS-T en castellano, equivalente al conjunto de 24 ítems creados para la versión en inglés de la escala.

 

Método

Participantes

 

Para explorar las propiedades psicométricas y desarrollar una versión final del instrumento, se convocó una muestra de 188 terapeutas, mediante un muestreo no probabilístico con una estrategia de bola de nieve. El 74.3 % de la muestra estuvo conformado por mujeres. El 95.2 % de los participantes eran psicólogos, mientras que el 4.8 % eran psiquiatras. El 21.4 % de la muestra había realizado únicamente la carrera de grado, mientras que la mayoría había realizado una carrera de especialización (45.9 %), una maestría (13.2 %) o un doctorado en el área (19.5 %). El 79.3 % manifestó ejercer su práctica en consultorio privado, el 17.6 % en hospitales y el 25.8 % en clínicas o centros privados (categorías de respuesta no excluyentes).

La media de años de experiencia clínica de los terapeutas de la muestra fue de 17.80 años (DE = 12.77). El terapeuta con menos experiencia contaba con un año de ejercicio profesional, mientras que el más experimentado trabajaba en el ámbito clínico desde hacía 56 años. El 33.1 % de los terapeutas pertenecían al marco psicoanalítico y el 20.9 % al cognitivo conductual. También, se observaron terapeutas que adscribían a modelos sistémicos (13.5 %) y humanístico-existenciales (2.5 %). Un importante número de los terapeutas se describió, a su vez, como integrativo (23.9 %) o ecléctico (4.3 %). Finalmente, algunos terapeutas manifestaron trabajar desde marcos teóricos no contemplados entre las opciones (1.8 %), como terapias gestálticas o análisis bioenergético.

Si bien la muestra de este estudio estuvo integrada únicamente por terapeutas, a los profesionales se les pidió en la consigna del instrumento que lo completaran en base a un paciente seleccionado por ellos. Debido a que la selección espontánea de los casos por parte de los clínicos podría suscitar sesgos en los resultados de este estudio (por ejemplo, que los terapeutas tendieran a seleccionar pacientes con características particulares), a continuación se presentan algunos datos recabados a partir de los terapeutas, para caracterizar al conjunto de los pacientes seleccionados para completar la escala. Los pacientes seleccionados por los terapeutas fueron en su mayoría mujeres (68.9 %) y de una edad inferior a la del terapeuta (73.1 %). Al consultar por los diagnósticos psiquiátricos de los pacientes seleccionados, el 24.5 % había sido diagnosticado con un trastorno de ansiedad, el 18.6 % con trastornos depresivos, el 21.7 % con algún trastorno de personalidad, el 6.9 % con trastorno adaptativo, el 4.3 % con trastornos alimenticios, el 2.1 % con trastorno de estrés postraumático u otros trastornos asociados a traumas y el 0.5 % con un trastorno psicótico. El 3.7 % había sido diagnosticado con otras categorías no contempladas entre las opciones, como disfunción eréctil, trastorno bipolar y problemas relacionales. Por otra parte, el 26.6 % de los terapeutas manifestó no haberle asignado un diagnóstico psiquiátrico formal al paciente, mientras que el 2.1 % sostuvo que prefería no comunicar el diagnóstico. En cuanto a los tratamientos de estos pacientes, el 76.8 % de éstos se desarrollaban con una frecuencia semanal, mientras que un 9.1 % de los casos tenían varias sesiones por semana, y un 12.8 % tenían una o dos sesiones al mes. Su extensión al momento de la toma se observó equilibradamente distribuida entre tratamientos que tenían menos de 6 meses (25 %), entre seis meses y un año (20.1 %), entre un año y dos años (28.7 %) y tratamientos que tenían más de dos años (26.2 %).

 

Instrumentos

Escala de Negociación de la Alianza en castellano –Versión Terapeuta (ANS-T).

 

Al igual que la escala original para medir la negociación de la alianza desde la perspectiva del paciente (Doran et al., 2012; Waizmann et al., 2015), el conjunto preliminar de 24 ítems de la versión terapeuta de esta escala se construyó con una categoría de respuesta de tipo Likert en una escala de 7 puntos (1: Nunca, 7: Siempre). A continuación, se presentan algunos ejemplos de ítems que conformaron el conjunto preliminar y luego no fueron incluidos en la versión final del instrumento: “Aliento a mi paciente a expresar cualquier preocupación que tenga sobre nuestro progreso”, “Mi paciente y yo no somos buenos para encontrar una solución cuando estamos en desacuerdo” y “No soy directivo con mi paciente y me guío por sus deseos y necesidades”. Los ítems que componen la versión final del instrumento se presentan en la Tabla 1.

 

 

Tabla 1 Medidas de tendencia central y dispersión, cargas factoriales y correlaciones ítem-total corregidas de los ítems que componen la versión final de la Escala de Negociación de la Alianza –Versión Terapeuta (ANS-T) en castellano.
Item	Media (DE)	Carga Factorial	Correlación Item-Total Corregida
1. Siento que puedo estar en desacuerdo con mi paciente sin que esto dañe nuestra relación.	5.77 (1.11)	.70	.50
2. Creo que mi paciente se siente cómodo/a expresando su desilusión hacia mí cuando esta surge.	4.78 (1.54)	.63	.58
3. Creo que mi paciente siente que su opinión sobre lo que hacemos en terapia tiene valor.	6.10 (0.92)	.57	.44
4. Creo que mi paciente se siente cómodo/a expresando frustración hacia mí cuando esta surge.	4.81 (1.41)	.76	.66
5. Mi paciente y yo somos capaces de trabajar y resolver de manera constructiva las tensiones o rupturas en nuestra relación.	5.59 (1.13)	.75	.62
6. Aliento al paciente a expresar cualquier enojo que pueda sentir hacia mí.	5.38 (1.61)	.70	.60
7. Soy capaz de admitirle a mi paciente cuando estoy equivocado/a respecto de algo en lo que estamos en desacuerdo.	5.72 (1.19)	.60	.46
8. Evalúo regularmente si mi paciente siente que es correcta la manera en la que estamos trabajando.	4.91 (1.53)	.43	.34
9. Me siento cómodo escuchando los sentimientos negativos que tiene el paciente sobre mí o nuestro trabajo.	4.77 (1.62)	.64	.52

Nota: DE: Desvío estándar.

 

Inventario de Alianza de Trabajo –Breve (WAI-S; Hatcher y Gillaspy, 2006) adaptado al castellano (Gómez Penedo, Waizmann y Roussos, 2015; Waizmann y Roussos, 2011).

Este inventario es un instrumento de 12 ítems que estudia la fortaleza de la alianza terapéutica, desde una perspectiva clásica. Siguiendo la definición original de Bordin (1979), el WAI explora las dimensiones de la alianza a partir de tres subescalas: la de vínculo emocional entre paciente y terapeuta, la de acuerdo respecto de los objetivos de la terapia y la de acuerdo respecto de las tareas de la terapia. Cada ítem se puntúa en una escala de 1 (Nunca) a 7 (Siempre). El instrumento en su versión en castellano ha mostrado evidencias de consistencia interna (a escala total: .89, a de las tres subescalas: entre .68 y .84), homogeneidad de ítems (rango de r ítem-total corregidas: .40 - .79) y de validez de constructo mediante un análisis factorial confirmatorio, donde se observó una bondad de ajuste adecuada para el modelo de tres factores (GFI = .98; AGFI = .97; NFI = .97; RFI = .96; SRMR = .07; Gómez Penedo et al., 2015). Además, en su versión paciente, el instrumento ha mostrado evidencias de validez de criterio, correlacionando con los puntajes del ANS, otra medida diferente de alianza (r = .69, p < .05; Waizmann et al., 2015).

En este trabajo se decidió utilizar esta medida para tener información acerca de la validez convergente y discriminante de la ANS-T, respecto de una medida clásica de alianza terapéutica, definida en términos de colaboración, como el WAI.

 

Procedimiento

 

Para la recolección de la muestra, primero se enviaron mails personalizados a terapeutas pertenecientes a la red de contactos del equipo de investigación. Posteriormente, se les pidió a los profesionales que recomendaran otros terapeutas que pudieran participar del estudio. Al mismo tiempo, se enviaron mails a centros privados de psicoterapia pidiendo que reenviaran la convocatoria a participar del estudio a aquellos profesionales que formaban parte de su staff de terapeutas. En los mails se incluía el objetivo de la investigación junto con un link a una página online dedicada a la recolección de encuestas (surveymonkey.com).

Una vez que los terapeutas ingresaban a la encuesta, en la primera página se presentaban detalladamente los objetivos y alcances del estudio, solicitando a su vez el consentimiento informado de los terapeutas para participar. Aquellos terapeutas que aceptaron formar parte de la investigación fueron asignados aleatoriamente a dos grupos: en uno se solicitaba al profesional que completara los ítems presentados, pensando en un paciente que estuviera tratando en la actualidad “con quien generalmente le resulta fácil trabajar" (Pacientes Fáciles), mientras que en la otra condición se le solicitaba que pensara en un paciente “con quien generalmente le resulta difícil trabajar" (Pacientes Difíciles). Se utilizó esta estrategia para limitar la posibilidad de que existiera un sesgo sistemático en la selección de los pacientes, por parte de los terapeutas, a partir de su dificultad. Si a todos los terapeutas se les pedía que seleccionaran un paciente (sin especificación de su dificultad), existía el riesgo de que los profesionales tendieran a seleccionar intuitivamente aquellos pacientes con los que tenían una alianza más sólida o un mejor proceso terapéutico en general (Waizmann, 2010). Debido a que en investigaciones previas se han observado que las correlaciones entre la ANS y el WAI tienden a ser más bajas en pacientes difíciles (Doran et al., 2017), se intentó controlar ese sesgo potencial, haciendo que existiera una proporción equilibrada de terapeutas que seleccionaron pacientes fáciles y difíciles para contestar el instrumento.

Luego de la consigna, en esa misma página, se presentaban los 36 ítems a contestar (24 correspondientes al conjunto general de ítems de la ANS-T y 12 del WAI, versión terapeuta), ordenados aleatoriamente, para limitar la probabilidad de subestimar el grado de correlación entre las escalas, producto de presentarlas en forma diferenciada (Shaughnessy, Zechmeister y Zechmeister, 2006). Siguiendo la estructura de escalamiento ya descripta de los dos instrumentos, se les pedía a los terapeutas que contestaran con qué frecuencia sucedían las aseveraciones planteadas en los reactivos, utilizando una escala de tipo Likert de siete puntos, en el rango del 1 (Nunca) al 7 (Siempre). Al terminar de contestar los ítems, los terapeutas pasaban a una página final en donde se les solicitaba información demográfica general e información de relevancia clínica, tanto respecto de los pacientes usados como referencia para contestar los ítems, como de su trayectoria y actualidad profesional como terapeutas.

 

Resguardos éticos

 

Los procedimientos utilizados en el presente trabajo fueron evaluados y aprobados por el Comité de Conductas Responsables en Investigación de la Facultad de Psicología de la Universidad de Buenos Aires. El estudio realizado fue anónimo, sin solicitar a los terapeutas ningún dato que permitiera identificarlos a ellos o a sus pacientes. Antes de contestar los reactivos, se les proveyó a los terapeutas un consentimiento informado online, incluyendo los objetivos del estudio y detalles acerca del manejo y análisis de los datos. Para comenzar a completar los ítems, los terapeutas debían clickear previamente en una opción que manifestaba que habían leído la información del consentimiento, que acordaban con ella y que aceptaban voluntariamente participar del estudio. Para el resguardo de la información recolectada, únicamente tuvieron acceso a los datos los investigadores principales involucrados en el estudio.

 

Análisis estadísticos

 

Todos los análisis reportados en este este estudio fueron realizados con el programa estadístico SPSS versión 23. Para determinar la estructura factorial del instrumento, se condujo un análisis de Componentes Principales con una rotación Varimax y normalización Kaiser, probando distintas soluciones. Se decidió emplear dichos métodos, debido a que fueron los mismos aplicados en la construcción de la ANS paciente (Doran et al., 2012) y su adaptación al castellano (Waizmann et al., 2015), buscando replicar exactamente los procedimientos usados para la construcción de las versiones originales de la ANS. Tanto el análisis de Componentes Principales como la rotación Varimax representan dos estrategias ampliamente utilizadas y vigentes en la realización de análisis factoriales exploratorios en el campo de la psicología (Ver por ejemplo Mikulic, Crespi y Radusky, 2015; Rodríguez de Behrends y Brenlla, 2015). Además, la rotación Varimax se recomienda especialmente, cuando se espera identificar más de un factor en el modelo (Lloret-Segura, Ferreres-Traver, Hernández-Baeza y Tomás-Marco, 2014), como es el caso de este instrumento, a partir de su versión del paciente.

Como criterios para el análisis factorial exploratorio, se estableció que cada factor debía tener al menos cuatro ítems (Tabachnick y Fidell, 1989) y que los ítems debían presentar cargas iguales o superiores a .40 en su factor (Valderrey Sanz, 2010). Debido a que se buscó desarrollar un instrumento breve y sencillo al igual que el ANS paciente (instrumento de 12 ítems), se probaron únicamente soluciones sin forzar la cantidad de factores y forzando dos o tres factores. Se decidió no forzar una mayor cantidad de factores, ya que en función de la cantidad de ítems mínimos establecidos por factor, eso hubiera implicado necesariamente incluir una mayor cantidad de ítems que su versión para ser completada por el paciente. Un instrumento de cuatro o cinco factores, hubiera implicado un mínimo de 16 y 20 ítems, respectivamente.

Una vez establecidos los componentes principales del instrumento, se analizó su consistencia interna mediante el cálculo del estadístico Alfa de Cronbach (Gregory, 2004) y la homogeneidad de los ítems a partir de correlaciones ítem-total corregidas (Rattray y Jones, 2007). Se estableció como límite para una adecuada consistencia interna, un puntaje de .80 en cada factor (Gregory, 2004), mientras que para determinar una adecuada homogeneidad de los ítems, se estableció como criterio que las correlaciones ítem-total corregidas entre los ítems de los factores fueran superiores a .30 e inferiores a .80 (Rattray y Jones, 2007). Para el análisis de la validez de criterio se realizaron correlaciones de Pearson unilaterales entre los puntajes de la ANS-T y de la escala total y subescalas del WAI. Como en este caso se esperaban correlaciones moderadas entre las escalas, por medir constructos similares pero diferentes, se estableció como criterio de asociación que las correlaciones se encontraran en el rango de .30 a .70 (Streiner, 1993).

 

Resultados

Análisis factorial exploratorio

 

Las pruebas de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO = .839) y de esfericidad de Bartlett [χ²(36) = 421.9, p < .001] mostraron la adecuación de los datos al análisis factorial realizado (Kline, 1994). Como se mencionó en la sección de Análisis estadísticos, se realizó un análisis de Componentes Principales con una rotación Varimax y normalización Kaiser, probando distintas soluciones sin forzar la cantidad de factores, así como también forzándola a dos y a tres factores. Cabe destacar que los análisis se realizaron en simultáneo entre la muestra argentina y la muestra estadounidense, buscando crear un instrumento que presentara una buena solución transcultural.

A partir de estos análisis y de la revisión de la representación gráfica de los datos mediante el gráfico de sedimento (scree plot), se observó que la mejor solución para ambas versiones del instrumento (castellano e inglés) en ambas muestras, fue una solución de un factor sin rotar. Siguiendo criterios preestablecidos, se retuvieron únicamente aquellos ítems que presentaron cargas superiores a .40 en el factor identificado (Valderrey Sanz, 2010). Aquellos ítems con cargas inferiores a dicho límite fueron excluidos, obteniéndose una versión final del instrumento integrada por 9 ítems (ver Tabla 1), que explicaron un 42.16 % de la varianza total. Del conjunto de ítems retenidos, siete eran adaptaciones directas de la ANS versión paciente. A esos reactivos, se les sumaron los ítems 5 (“Mi paciente y yo somos capaces de trabajar y resolver de manera constructiva las tensiones o rupturas en nuestra relación”) y 9 (“Me siento cómodo escuchando los sentimientos negativos que tiene el paciente sobre mí o nuestro trabajo”), que habían sido incorporados dentro del conjunto general de ítems, como alternativas a las adaptaciones de los reactivos ya existentes en la versión paciente de la ANS.

 

Consistencia interna y homogeneidad de los ítems

 

El factor extraído presentó un coeficiente Alfa de Cronbach (a = .82) superior al límite establecido de .80. A su vez, como se puede observar en la Tabla 1, los ítems mostraron correlaciones ítem-total corregidas superiores a .30 e inferiores a .80 en todos los casos.

 

Validez de criterio

 

Los resultados de los análisis mostraron una correlación directa entre la ANS-T y el WAI dentro del intervalo deseable (r = .51, p < .001). Por otra parte, en un análisis más específico del grado de solapamiento de la ANS-T con cada una de las dimensiones exploradas por el WAI, se observaron correlaciones moderadas de la ANS-T con la subescala vínculo del WAI (r = .54, p < .001) y la subescala acuerdo de tareas (r = .52, p < .001). No obstante, la correlación entre la ANS-T y la subescala de acuerdo de objetivos del WAI, mostró una magnitud notablemente más baja (r = .28, p < .001), por debajo del límite de .30 establecido para constructos asociados (Streiner, 1993).

 

Discusión

 

Este estudio tuvo el objetivo de presentar el desarrollo de la ANS-T, en idioma castellano, junto con evidencias preliminares acerca de sus propiedades psicométricas. Las versiones tanto preliminares como finales del instrumento en inglés y castellano fueron desarrolladas en simultáneo, buscando crear dos versiones gemelas de la escala en ambos idiomas que tuvieran consistencia transcultural. Es de considerar que esta metodología de creación conjunta de un instrumento común para culturas diversas, representa una alternativa valiosa para superar los desafíos que se presentan en el proceso de creación de instrumentos en una cultura y su adaptación lingüística y validación en otras, método predominante en la actualidad para el desarrollo de instrumentos y su proliferación en otros contextos. Mayores esfuerzos en esta dirección podrían favorecer la creación de instrumentos equivalentes que permitan una transferencia transcultural más sencilla de metodologías de investigación y de aplicación de los resultados de los estudios al ejercicio de la práctica culturas diversas. En la revisión bibliográfica sobre la que se basó este estudio, no se encontraron trabajos previos en los que se haya realizado este esfuerzo de construcción conjunta y simultánea de un instrumento para diferentes contextos. No obstante, es necesario señalar que en el presente estudio no se realizaron análisis respecto de la invarianza métrica de los instrumentos en ambas culturas (Steenkamp y Baumgartner, 1998). Estos análisis que determinan si la carga de los factores es similar en distintas muestras, mediante el uso de modelos de ecuaciones estructurales y análisis factoriales confirmatorios, permiten establecer si efectivamente existe una consistencia transcultural de las escalas. Futuras investigaciones deberán obtener muestras más grandes de ambas versiones del instrumento para poder realizar estos análisis y determinar si el procedimiento de construcción conjunta del instrumento redundó en una invarianza métrica en las versiones de la escala.

A diferencia de la versión creada para ser completada por el paciente (Doran et al., 2012; Waizmann et al., 2015), que presentó una estructura de dos factores con seis ítems cada uno, los resultados del análisis de propiedades psicométricas de la ANS-T mostraron una estructura factorial unidimensional, integrada por 9 ítems (en común con la versión estadounidense), que explicaron un 42.16 % de la varianza total. Todos los ítems incluidos en esta versión de la escala tuvieron, a su vez, cargas factoriales superiores al punto de corte habitual de .40 (Valderrey Sanz, 2010).

La divergencia en la estructura factorial de las dos versiones de la escala parece indicar que, mientras que en la ANS del paciente la negociación de la alianza se mide mediante dos facetas (grado de confort del paciente para presentar sentimientos negativos y la flexibilidad del terapeuta), la negociación de la alianza desde la perspectiva del terapeuta se presenta como un fenómeno global e integral sin aspectos diferenciales. De esta forma, se podría formular la hipótesis de que la ANS paciente y la ANS-T miden un mismo constructo desde perspectivas diferentes y (por la naturaleza asimétrica de la relación) necesariamente complementarias. No obstante, serían necesarios futuros estudios empíricos que administren a una muestra de díadas paciente-terapeuta ambas versiones de la escala, para estudiar el grado de asociación de la ANS paciente y la ANS-T.

Por otra parte, los análisis realizados presentaron diversas evidencias de confiabilidad y validez del instrumento. Los ítems del factor identificado mostraron una adecuada consistencia interna (α > .80) y homogeneidad (correlaciones ítem-total corregidas en el rango de .30 a .80), sugiriendo que dichos ítems exploran distintas facetas de un mismo constructo sin ser redundantes (Rattray y Jones, 2007).

Además, se observaron evidencias para establecer la validez de criterio del instrumento, a partir de las correlaciones entre los puntajes de la ANS-T y el WAI. Los resultados mostraron asociaciones moderadas entre los instrumentos, sugiriendo que ambos miden constructos vinculados, pero no idénticos (Streiner, 1993). Estos resultados se ajustan a las expectativas en el proceso de creación de esta escala, que busca estudiar una faceta de la alianza terapéutica, al igual que el WAI, pero haciendo foco en un aspecto diferente del clásico: la negociación de la alianza, en contraste con la alianza como colaboración. Asimismo, las correlaciones de la ANS-T y el WAI (r = .59, p < .001), fueron inferiores a las observadas en las versiones del paciente (r = .75, p < .001; Waizmann et al., 2015). Esto implica que en la versión del terapeuta, se observa un mayor grado de diferenciación entre la alianza estudiada como colaboración y la alianza como negociación. Futuras investigaciones deberían explorar si esta mayor diferenciación entre ambos instrumentos (en sus versiones para el terapeuta) presenta también un correlato en la predicción de resultados de la terapia. Doran et al. (2017) observaron una mayor capacidad predictiva de la ANS paciente en comparación con el WAI paciente, respecto de los resultados de la terapia; sería valioso explorar si dichos efectos diferenciales se mantienen o incluso aumentan, en el contexto de la discriminación observada entre ambos instrumentos en sus versiones para terapeutas.

Analizando las correlaciones de la ANS-T con las subescalas específicas del WAI, únicamente se observó una correlación inferior a .30 (ligeramente por debajo del límite establecido) entre la subescala de objetivos del WAI y la ANS-T, lo que sugeriría una evidencia de discriminación entre ellas. Las otras dos subescalas del WAI (vínculo emocional y acuerdo respecto de las tareas) tuvieron una asociación moderada con los puntajes de la ANS-T, indicando evidencias de validez de criterio de la escala de negociación. Por lo tanto, el constructo de negociación de la alianza, estudiado a partir de la ANS-T, pareciera estar asociado en mayor medida al vínculo emocional y al acuerdo respecto de las tareas entre paciente y terapeuta y, en menor medida, al acuerdo respecto de los objetivos de la terapia.

En síntesis, las evidencias de validez de criterio muestran que la ANS-T mide un constructo cercano al que subyace al WAI, pero presentando una especificidad teórica que hace que ambos instrumentos no sean redundantes o equivalentes. Ambos instrumentos tienen por objetivo medir la calidad de la alianza terapéutica; sin embargo, varían en los aspectos específicos que miden del constructo. Retomando las teorías planteadas en la introducción, a diferencia del WAI, la ANS-T no busca analizar a las dimensiones clásicas de la alianza evaluando el grado de vínculo emocional (positivo), acuerdo de tareas y acuerdo de objetivos (Bordin, 1979). En cambio, este instrumento tiene por objeto medir de qué manera la díada tiene capacidad para lidiar con problemáticas que pueden ocurrir (y es esperable que ocurran) en cada una de estas dimensiones de la alianza, durante el proceso terapéutico (Safran y Muran, 2000, 2006). De esta forma, la negociación de la alianza no apunta a establecer la ausencia vs. presencia de problemáticas en la relación (por ejemplo, “el paciente no me agrada”); el aporte específico del concepto de negociación de la alianza (y de la ANS-T como instrumento para su medición) se enfoca en describir con qué capacidad cuenta la díada para negociar interpersonalmente problemáticas que pueden surgir en la relación, ya sea a nivel emocional o en términos de desacuerdos de tareas u objetivos (Doran et al., 2012).

De esta manera, la importancia de contar con un instrumento de esta naturaleza, orientado a evaluar la negociación de la alianza, reside en la posibilidad de evaluar nuevos aspectos de la alianza terapéutica, que podrían tener una mayor importancia predictiva respecto de la calidad del proceso y de los resultados del tratamiento (Safran y Muran, 2006; Safran et al., 2011). Si bien previamente existía un instrumento para evaluar la negociación de la alianza en castellano, no contaba con una versión terapeuta. La ANS-T, presentada en este trabajo, brinda la posibilidad de evaluar este constructo desde la perspectiva complementaria del terapeuta, visión fundamental para explorar un proceso como la negociación de la alianza, en donde ambos participantes de la díada terapéutica contribuyen a su conformación. Un instrumento con estas características puede impulsar y favorecer dos tendencias recientes y crecientes en el estudio de la alianza terapéutica: (a) el estudio de la relación desde una perspectiva que transcienda a los fenómenos puramente de colaboración, centrada en la forma en la que paciente y terapeuta buscan solucionar sus dificultades relacionales (Doran et al., 2017; Roussos et al., 2017; Safran y Muran, 2006), y (b) el estudio de la alianza desde una perspectiva diádica, como un fenómeno no observable en el que tanto paciente como terapeuta contribuyen a su construcción (Coyne et al., 2017; Laws et al., 2017).

La posibilidad de tener un instrumento en castellano de estas características, no solo representa un aporte a la investigación de nuevas facetas de la alianza, mediante metodologías innovadoras, sino que también implica un aporte para la práctica clínica en países hispanoparlantes. La ANS-T puede servir tanto a nivel de los terapeutas, para que reflexionen y tengan insights respecto de sus propios procesos terapéuticos, como a nivel de los centros o equipos clínicos, brindándoles un material que se podría trabajar y discutir dentro de espacios individuales o colectivos de supervisión.

El trabajo realizado cuenta con una serie de limitaciones que sería conveniente saldar en futuras investigaciones, para obtener más evidencias acerca de la confiabilidad y validez de la ANS-T y de su utilidad clínica. Por ejemplo, la muestra obtenida para este estudio se convocó mediante un muestreo no probabilístico con una estrategia de bola de nieve. Esto sugiere la posibilidad de que los resultados obtenidos se vean asociados a las características específicas de los terapeutas utilizadas para este estudio, que forman parte, de manera directa o indirecta, de la red de contactos del equipo de investigación que realizó el trabajo. Del mismo modo, haber realizado el proceso de recolección de datos mediante una plataforma online pudo haber influido sobre los resultados obtenidos. Es esperable que terapeutas con baja accesibilidad o manejo de recursos digitales, hayan tenido una probabilidad más baja de contestar el instrumento. Futuras investigaciones se beneficiarían de estudiar las propiedades de la ANS-T en una muestra más heterogénea, construida mediante un muestreo probabilístico, que permita asegurar un cierto grado de representatividad respecto de una población dada (por ejemplo, psicólogos clínicos matriculados en el ámbito de la Ciudad de Buenos Aires). Asimismo, sería muy informativo obtener una submuestra de terapeutas que manifiesten un uso limitado de tecnologías y solicitar que completen una versión impresa de la escala, para establecer si se observan diferencias sistemáticas en relación a la versión online del instrumento.

Por otra parte, debido a que los terapeutas seleccionaron espontáneamente a los pacientes de referencia para contestar la escala, este procedimiento pudo haber afectado los resultados del estudio mediante sesgos en el proceso de selección. Por este motivo, se formaron dos grupos de terapeutas al azar, y se les pidió a uno de ellos que seleccionaran un caso difícil y al otro, un caso fácil para responder los ítems. Con esta salvedad se intentó controlar el eventual riesgo de una selección sistemática de pacientes con los que los profesionales tenían una buena relación o un buen proceso. Sin embargo, diferencias de los terapeutas en el criterio para establecer la dificultad o facilidad de sus pacientes, pudieron representar una fuente de error que haya afectado la validez de los resultados del estudio. Futuras investigaciones se beneficiarían de estudiar díadas de pacientes y terapeutas seleccionadas al azar, midiendo en ambos las versiones respectivas del ANS, controlando de esta manera posibles sesgos de selección por parte del terapeuta y, a su vez, estudiando la validez de criterio del instrumento, identificando la asociación de ambas versiones de la escala.

En cuanto al desarrollo y establecimiento de la versión final de la escala, a partir de la cual se realizaron los análisis ulteriores, cabe señalar que fue determinada mediante un análisis factorial exploratorio. Para poder corroborar la estructura factorial de la escala, debería realizarse un análisis factorial confirmatorio, lo que requeriría recolectar una muestra más grande, de al menos 200 participantes (Ferrando y Anguiano-Carrasco, 2010).

A pesar de estas limitaciones, este trabajo presentó una versión en castellano de la ANS-T, junto con evidencias preliminares de su validez y confiabilidad, que permiten posicionarla como una escala que podría representar un aporte valioso a la práctica clínica y a la investigación en procesos y resultados psicoterapéuticos, por lo que amerita seguir estudiando para determinar sus alcances y limitaciones.

 

Referencias bibliográficas

 

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Recibido: 28 de septiembre de 2017

Aceptado: 12 de agosto de 2019