Afin de vérifier la relation entre les stades de changement, l’alliance et l’efficacité de la thérapie, deux régressions multiples ont été effectuées. Le premier modèle de régression a comme variable prédite le score de dépression post-traitement (BDI-II T2) alors que la variable prédite du deuxième modèle est le score d’anxiété post-traitement (BAI T2). Les variables prédictrices incluses dans les deux modèles ainsi que les résultats obtenus sont présentés dans le Tableau 6. Les variables sont incluses simultanément dans le modèle. Afin de bien évaluer l’amélioration symptomatique, il est essentiel de contrôler pour la sévérité des symptômes au début de la thérapie. Ainsi, dépendamment de la variable prédite, le score obtenu au BDI-II ou au BAI au début du traitement a été inséré dans le modèle. La sévérité des symptômes dépressifs au début du traitement ainsi que l’alliance évaluée par le client à la fin de la thérapie sont significativement associées à la sévérité des symptômes à la fin du suivi. Les participants qui évaluent l’alliance de façon plus positive à la fin du suivi présentent une plus faible intensité de symptômes dépressifs et inversement. Une plus grande intensité de symptômes dépressifs au début du suivi est associée à une plus grande intensité des symptômes à la fin du suivi. Pour ce qui est des symptômes anxieux, seule l’intensité des symptômes en début de suivi est associée positivement à l’intensité des symptômes à la fin de l’intervention.
Afin de vérifier la relation entre l’alliance du client et celle du thérapeute, une ANOVA à mesures répétées (de type régression) a été effectuée. Le temps de mesure ainsi que l’alliance du thérapeute ont été insérés dans le modèle afin de prédire l’alliance du client. Les résultats indiquent que l’alliance du thérapeute est associée à celle du client indépendamment du temps de mesure (F (1,122) = 23.22, p < .001) et que cette relation est positive (B = 0.3, p < .001). Ainsi, lorsque le thérapeute évalue l’alliance de façon plus favorable, le client l’évalue lui aussi plus positivement et inversement. Parallèlement, une ANOVA à mesures répétées a aussi été conduite afin de vérifier s’il existe une différence significative entre l’alliance du client et du thérapeute en considérant le temps de mesure et l’interaction entre les variables. Une différence significative est observée entre les deux types d’évaluateur (F (1,71.6) = 29.84, p <.001). Les clients évaluent l’alliance de façon
plus favorable que les thérapeutes indépendamment du temps de mesure (B = 6.63, p < .001).
Objectif 3: Relation entre les stades de changement, l’alliance et l’abandon de la thérapie
Une régression logistique a été effectuée afin d’évaluer si les stades de changement et l’alliance thérapeutique sont associés à l’abandon de la thérapie. La variable prédite est l’abandon du suivi (abandon ou complétion). Les variables prédictrices (mesurées au pré- traitement) sont les scores aux quatre sous-échelles du URICA, le stade de changement, l’alliance du client et du thérapeute, les scores totaux au BDI et BAI (pré-traitement) ainsi que les trois variables contrôles sélectionnées précédemment (âge, sexe, expérience de l’intervenant). Les variables sont entrées simultanément dans le modèle. Le modèle de régression s’avère non significatif et aucune de ces variables n’est associée à l’abandon du suivi (p > .05).
Discussion
L’objectif principal de cette étude était de vérifier l’applicabilité du MTC auprès d’une clientèle présentant un diagnostic de trouble anxieux ou de l’humeur en examinant les relations entre la motivation au changement, l’alliance thérapeutique et l’efficacité de la thérapie cognitive-comportementale. Les résultats suggèrent un apport intéressant, mais aussi limité du modèle auprès de cette clientèle.
D’abord, l’observation des données descriptives révèle des informations intéressantes, tant d’un point de vue théorique que clinique, quant à la population à l’étude et vient justifier la pertinence pour le clinicien de s’intéresser au stade de changement du client en début de suivi. En effet, la proportion de clients à l’intérieur des cinq stades de changement se distribue plutôt inégalement. Aucun participant ne se situe au stade de précontemplation alors que plus de 75 % des participants se classent dans le stade de contemplation, les autres stades étant faiblement représentés. Ces chiffres peuvent sembler surprenants, toutefois Prochaska et Norcross (2001) suggèrent d’être prudent lors de l’introduction de techniques orientées vers l’action (ex : techniques comportementales) puisque contrairement à certaines croyances, la majorité des clients ne se situent pas au stade de
l’action en début de suivi. En effet, selon leur estimation, entre 10 % et 20 % des clients se situent au stade d’action en début de traitement, ce qui concorde avec les proportions de la présente étude. Ils estiment également que 30 % à 40 % des clients se classent au stade de contemplation en début de suivi comparativement à une proportion de 50 % à 60% au stade de précontemplation. Ces derniers chiffres ne concordent pas avec l’échantillon actuel. Toutefois, ces proportions sont estimées sans distinction par rapport à la problématique étudiée. Comme la plupart de ces études ont été réalisées dans des populations aux prises avec des problèmes de dépendances, il est possible de croire qu’en fonction de la clientèle cible, du type de problématique et de service, les proportions se répartissent différemment. Ces hypothèses justifieraient la distribution de l’échantillon actuel à l’intérieur des stades et l’absence de client au stade de précontemplation. D’ailleurs, les proportions du présent échantillon sont similaires à celles observées dans d’autres études comportant un groupe de clients ayant un diagnostic de dépression ou d’anxiété principalement (Principe, et al., 2006; Rooney, et al., 2007). Par ailleurs, le score moyen à la sous-échelle précontemplation est nettement inférieur à celui des autres sous-échelles. Les scores moyens aux sous- échelles du URICA dans cette étude s’apparentent à ceux obtenus dans d’autres études ayant un échantillon de participants recrutés dans des cliniques externes ou communautaires et présentant une problématique d’anxiété ou de dépression majoritairement (Derisley & Reynolds, 2000; Dozois, et al., 2004; Hunt, Kyle, Coffey, Stasiewicz & Schumacher, 2006). Différentes hypothèses peuvent expliquer les inégalités entre les proportions de participants aux différents stades et les plus faibles scores à la sous- échelle précontemplation. D’abord, il s’agit d’une clinique universitaire et les gens consultent par eux-mêmes. Il est donc possible de croire que les gens qui s’y présentent sont plus motivés et reconnaissent davantage leurs difficultés étant donné l’aspect volontaire et les frais non négligeables associés à leur démarche. Aussi, contrairement à d’autres problématiques, les troubles anxieux et dépressifs sont principalement égodystoniques, ce qui pourrait expliquer qu’aucun participant ne se situe au stade de précontemplation au début du traitement. Ensuite, un biais de désirabilité sociale des participants à l’égard du thérapeute pourrait expliquer en partie l’absence de participants au stade de précontemplation. Par ailleurs, le questionnaire URICA a été rempli à une reprise, et ce, en début de suivi. Il est possible qu’en cours de suivi les stades préparation, action et
maintien aient été davantage représentés. Une forte proportion de clients se situant au stade de contemplation témoigne de l’ambivalence et des craintes souvent présentes en début de traitement et de l’importance pour les cliniciens de porter attention à la motivation au changement et à l’ambivalence dès le départ afin de susciter un plus grand engagement de la part du client. D’ailleurs, le statut d’étudiant du thérapeute, l’enregistrement des sessions de thérapie ainsi que l’utilisation des données cliniques pour des fins de recherche ont pu favoriser une certaine ambivalence chez les clients. Ces considérations sont spécifiques aux cliniques universitaires et devraient être prises en compte auprès du client dès le début du suivi.
L’analyse des données descriptives indique également que les participants ont majoritairement développé une bonne alliance thérapeutique auprès du thérapeute. En fonction des normes établies, en début de traitement, seuls 15 % de l’échantillon auraient développé une plus faible alliance selon l’évaluation du client alors que la proportion se chiffre à 20 % en considérant l’évaluation du thérapeute. Les scores d’alliance moyens mesurés à partir du pourcentage obtenu en fonction du score maximal sont similaires et même supérieurs à ceux observés dans une méta-analyse ayant recensé les études qui utilisent ce questionnaire (Tryon et al., 2008) et s’apparentent à ceux obtenus dans une étude intégrant un traitement de type cognitif-comportemental (Raykos, McEvoy, Erceg- Hurn, Byrne, Fursland & Nathan, 2014).
Le premier objectif de l’étude était d’explorer la relation entre les stades de changement et l’alliance thérapeutique évaluée par le client et le thérapeute. Il était attendu que les scores aux sous-échelles précontemplation et action soient associés au développement de l’alliance thérapeutique particulièrement celle évaluée par le client. Les analyses corrélationnelles préliminaires illustrent que les sous-échelles contemplation et action sont associées positivement à l’alliance du client et du thérapeute au début du suivi, la taille d’effet étant plus élevée avec l’alliance du client. La sous-échelle précontemplation est seulement corrélée négativement à l’alliance du client. Subséquemment, des analyses de variance plus rigoureuses contrôlant pour un ensemble de facteurs ont été réalisées afin de tester cet objectif. Les résultats confirment partiellement l’hypothèse envisagée puisque seule la sous-échelle action est associée positivement à l’alliance évaluée par le client
indépendamment du temps de mesure. Parmi les autres variables considérées dans le modèle, l’intensité des symptômes dépressifs influe également sur l’évaluation du client de l’alliance thérapeutique. Les individus plus déprimés tendent à évaluer l’alliance plus négativement. Tel qu’attendu et conformément aux résultats de Rochlen et ses collaborateurs (2005), ces associations ne sont toutefois pas perçues par les thérapeutes dans leur évaluation de l’alliance thérapeutique lorsqu’un ensemble de variables est contrôlé. Il s’agit de la seule mesure qui n’est pas auto-rapportée par le client. Une explication possible est que l’association entre les variables obtenues ait été favorisée par une variance méthodologique partagée (Rochlen, et al., 2005). Ainsi, l’absence de relation entre l’alliance du thérapeute et la motivation du client pourrait s’expliquer par des points de comparaison ou des attentes différentes du thérapeute quant à la motivation du client qui n’a toutefois pas été mesurée par le thérapeute dans la présence étude. Par contre, ces résultats peuvent également démontrer une moins grande sensibilité du thérapeute à l’engagement du client dans le traitement ainsi qu’au niveau de désespoir et de pessimisme souvent important chez les individus plus déprimés. Ces deux concepts se recoupent partiellement puisqu’il est possible de croire que les individus plus déprimés soient plus difficilement mobilisables et engagés activement dans le suivi en raison de la nature de leurs symptômes. Il semblerait que les thérapeutes soient moins attentifs à ces deux aspects dans leur évaluation de l’alliance thérapeutique. Il est possible de supposer que les thérapeutes prennent parfois plus facilement pour acquis que la seule présence du client dans le suivi signifie qu’il souffre et veuille changer, ce qui l’amène à être moins sensible à l’ambivalence du client et aux résistances rencontrées. Toutefois, les données descriptives nous indiquent que 75 % de l’échantillon sont dans le stade contemplation qui se manifeste par une ambivalence face au changement. Si ces interprétations sont justes, les implications cliniques pourraient être importantes. En ce sens, cela supporterait la nécessité pour le thérapeute de porter une plus grande attention à la mobilisation du client dans le suivi et aux possibles obstacles qui freinent l’établissement d’un plus fort lien thérapeutique. La collecte d’informations quant à la perception du client de la relation thérapeutique ainsi que l’ajout de techniques motivationnelles auprès de ceux qui sont moins engagés dans l’action pourraient être des interventions envisagées.
Le deuxième objectif de l’étude était d’évaluer le rôle des stades de changement et de l’alliance comme prédicteur de l’efficacité thérapeutique. D’abord, les résultats indiquent que le traitement est efficace pour la majorité des gens ayant terminé le suivi. Il est donc d’autant plus pertinent de s’intéresser aux facteurs associés à l’efficacité de l’intervention. Face à cet objectif, il était attendu que les individus plus engagés dans l’action et ceux ayant développé une meilleure alliance thérapeutique connaissent une plus grande amélioration. Cette hypothèse est principalement infirmée puisque, lorsque l’intensité des symptômes au début du suivi est contrôlée, seule une plus forte alliance du client à la fin de la thérapie est associée à une amélioration des symptômes dépressifs. Aucune association n’est observée pour les symptômes anxieux. En raison du devis expérimental utilisé, l’ordre d’interaction entre l’alliance et les symptômes dépressifs à la fin du suivi ne peut être déterminé. D’un côté, il est possible que les individus aient connu une meilleure amélioration de leurs symptômes dépressifs en partie en raison du développement d’une meilleure alliance thérapeutique alors que d’un autre côté il est possible qu’une meilleure amélioration subjective de leur état influence la perception des participants de l’alliance thérapeutique.
Contrairement à ce qui est largement répandu dans la littérature, l’alliance au début du suivi n’était pas associée à l’efficacité de la thérapie. Dans une récente méta-analyse, Horvath et ses collaborateurs (2011) se sont intéressés aux variables modératrices entre l’alliance et l’efficacité de la thérapie (ex : temps de mesure, outil utilisé pour mesurer l’efficacité). Les résultats indiquent que le degré d’association entre l’alliance mesurée tôt dans le suivi et l’efficacité de la thérapie est significatif, mais moins élevé que lorsque l’alliance est évaluée en fin de suivi (r = .25 comparativement à r = .39). Le BDI-II était également la mesure d’efficacité ayant le plus haut coefficient de corrélation avec l’alliance thérapeutique (r = .42). L’attrition des participants dans la présente étude et le nombre de variables incluses dans le modèle de régression limitent la puissance statistique de l’analyse effectuée et la possibilité de détecter un effet léger à modéré. Ainsi, les constats d’Horvath et ses collaborateurs (2011) et les limites méthodologiques de la présente étude pourraient en partie expliquer le fait que seule l’alliance du client à la fin du suivi soit associée à l’amélioration des symptômes dépressifs et qu’aucune variable ne soit associée à
l’évolution des symptômes anxieux. Toutefois, même les analyses corrélationnelles ne permettent pas d’établir de lien entre l’alliance pré-traitement et l’efficacité de la thérapie.
Par ailleurs, aucun stade de motivation au changement n’est associé à l’efficacité thérapeutique contrairement à ce qui a été démontré dans des études antérieures (Dozois, et al., 2004; Lewis, et al., 2009; Rochlen, et al., 2005). Différentes hypothèses peuvent être émises. D’abord, la cohérence interne de la sous-échelle précontemplation est inférieure dans l’échantillon actuel à ce qui est généralement acceptable. Des questionnements quant à la traduction, à la variance ou à la nature même de la sous-échelle qui est la seule composée d’énoncés négatifs peuvent être soulevés. Ensuite, malgré un lien statistiquement significatif, certains auteurs demeuraient tout de même prudents quant à l’apport du MTC comme prédicteur de l’efficacité thérapeutique chez une clientèle se présentant pour une problématique émotionnelle puisque les associations trouvées étaient plutôt faibles. De plus, une variabilité semble apparente à l’intérieur des études et entre les études en ce qui concerne les sous-échelles du URICA associées aux mesures d’efficacité. Finalement, les données d’efficacité post-traitement ont seulement été complétées par les individus ayant terminé la thérapie. Comme la majorité se situe à une sévérité minimale à légère, il est possible qu’une faible variance limite la possibilité d’observer des résultats significatifs. Une mesure au mi-traitement aurait pu permettre d’obtenir des scores d’efficacité chez les gens qui ont finalement abandonné afin de nuancer le lien entre l’alliance, la motivation au changement et l’efficacité de la thérapie.
Par ailleurs, tel qu’attendu et fidèlement à la majorité des résultats observés dans la littérature (Tryon, et al., 2007), un lien positif et significatif est présent entre l’évaluation de l’alliance du client et celle du thérapeute, ce qui est souhaitable. L’évaluation de l’alliance faite par le client est également plus positive que celle qu’en fait le thérapeute. Il est possible que les thérapeutes soient plus critiques à l’égard du lien thérapeutique en raison des différents enjeux rencontrés en cours de suivi, du sentiment d’impuissance parfois ressenti ou de la remise en question de leur compétence face aux problématiques rencontrées chez leur client. Un biais de désirabilité sociale pourrait également expliquer que les clients évaluent l’alliance plus positivement. D’autre part, les résultats obtenus limitent la possibilité de conclure que l’alliance du client est plus fortement associée à
l’efficacité thérapeutique que celle du thérapeute malgré ce qui est généralement reconnu dans les écrits scientifiques (Castonguay, et al., 2006; Horvath & Symonds, 1991). Toutefois, les résultats indiquent que seule l’alliance du client à la fin du suivi est associée à une amélioration des symptômes dépressifs.
Le dernier objectif de l’étude était de vérifier la relation entre la motivation au changement, l’alliance thérapeutique et l’abandon de la thérapie. L’hypothèse est infirmée puisqu’aucune de ces variables n’est associée à l’abandon du traitement. Ces résultats vont à l’encontre des observations obtenues dans les études antérieures (Derisley & Reynolds, 2000; Dozois, et al., 2004; Smith, et al., 1995). Encore une fois, il semble y avoir une variabilité entre les études en ce qui concerne les sous-échelles associées à l’abandon du traitement. En effet, les abandons prématurés ont été associés à un faible score en contemplation (Derisley & Reynolds, 2000), un haut score en précontemplation (Brogan, Prochaska, & Prochaska, 1999; Smith, et al., 1995) ou à un faible score en action (Dozois, et al., 2004). De plus, l’absence de lien observé dans la présente étude concorde avec les résultats obtenus par Principe et ses collaborateurs (2006) qui se sont intéressés aux abandons prématurés chez des clients se situant au stade de contemplation au début du traitement. La répartition des clients dans les différents stades était similaire à celle observée dans l’échantillon actuel tout comme les problématiques motivant les clients à consulter (diagnostic dépressif et anxieux majoritairement). L’inconsistance entre les études peut s’expliquer de différentes façons. D’abord, le devis expérimental et la technique d’interprétation privilégiée dans l’interprétation du URICA varient entre les études. Ensuite, les populations et problématiques à l’étude ainsi que le type de service clinique (consultation pour étudiant, clinique communautaire, clinique privée) peuvent largement varier. Par ailleurs, les facteurs influençant l’efficacité et la rétention au traitement peuvent être nombreux. Il serait difficile de tous les contrôler. D’ailleurs, bien que l’alliance thérapeutique soit considérée comme un facteur notable et robuste associé à l’efficacité de la thérapie et qu’une consistance soit observable dans la littérature, le degré d’association observé demeure modeste (Horvath, et al., 2011). Ainsi, il est possible que les limites méthodologiques, le choix des variables, le type de test statistique choisi, le nombre de participants à l’étude et l’attrition qui est inévitable freinent la possibilité de détecter des effets légers à modérés entre les stades de changement et la rétention dans le suivi.
Certaines forces et limites de l’étude doivent être considérées dans l’interprétation des résultats obtenus. D’une part, l’inclusion du point de vue du client, mais aussi celui du thérapeute dans l’évaluation de l’alliance amène une nuance intéressante sur le plan clinique et soulève des enjeux non négligeables. À notre connaissance, seule une autre étude s’était intéressée à ces deux perspectives en relation avec la motivation au changement et l’efficacité thérapeutique (Rochlen, et al., 2005). D’autre part, la principale force de cette étude est son réalisme. Le devis expérimental favorise la validité écologique, c’est-à-dire qu’elle revêt une signification clinique davantage considérable puisqu’elle est représentative des services et de la clientèle desservie par la majorité des cliniciens et des institutions. Toutefois, cette priorisation accordée à la transposition des résultats à la réalité clinique des thérapeutes mène à certaines limites méthodologiques inévitables. Les résultats