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© Benjamin Simard, 2020
Élaboration et validation d'un outil de mesure bref et modernisé de l'alliance thérapeutique : le Questionnaire
Intégratif de l'Alliance Thérapeutique (QIAT)
Mémoire
Benjamin Simard
Maîtrise en mesure et évaluation - avec mémoire
Maître ès arts (M.A.)
Québec, Canada
ii
Résumé
Les questionnaires mesurant l’alliance thérapeutique utilisent des définitions
variables pour opérationnaliser ce construit, reflet d’un manque de cohésion théorique, et
plusieurs écueils concernant leur fiabilité et validité ont été identifiés (redondance
conceptuelle avec la satisfaction des services, items moins pertinents dans les phases
avancées des suivis, structures factorielles instables et effets plafond). Le Questionnaire
Intégratif de l’Alliance Thérapeutique (QIAT) a été élaboré afin d’opérationnaliser une
définition modernisée, intégrative et flexible de l’alliance thérapeutique et de pallier ces
lacunes. Pour valider le QIAT, 223 canadiens francophones suivis pour des motifs reliés à la
santé mentale ou au bien-être psychologique ont été recrutés par le biais de médias sociaux
et de courriels institutionnels afin de remplir des questionnaires sur une plateforme web
sécurisée. Un processus de sélection des meilleurs items à partir de la théorie classique des
tests et de la théorie de réponse aux items (TRI), de l’analyse factorielle exploratoire et de
plusieurs autres critères a mené à la création du QIAT-SG-10 (suivi global) et du QIAT-DS-
6 (dernière séance). Les deux versions du QIAT ont démontré des indices de cohérence
interne nettement appréciables ainsi que des preuves solides de validité convergente,
discriminante et concourante. La structure factorielle (deux facteurs corrélés) a également été
confirmée. En comparaison au Session Rating Scale, le QIAT-DS-6 a démontré une
meilleure fidélité en TRI, alors que le QIAT-SG-10 a présenté un effet plafond légèrement
plus élevé que le Working Alliance Inventory – Short Revised (WAI-SR), mais il discrimine
mieux l’alliance de la satisfaction des services. Malgré une certaine redondance avec le WAI-
SR, le contenu des items du QIAT révèle des distinctions importantes (emphase sur les
compétences affectives du thérapeute et sur les aspects de négociation, intégration du lien
émotionnel relié au travail collaboratif et la pertinence des items peu importe les phases du
suivi) justifiant son existence.
iii
Abstract
Questionnaires measuring therapeutic alliance use various definitions to
operationalize this construct, reflecting a lack of theoretical cohesion, and several pitfalls
concerning their reliability and validity have been identified (conceptual redundancy with
service satisfaction, less relevant items in the advanced phases of therapeutic process,
unstable factor structures and ceiling effects). The Therapeutic Alliance Integrative
Questionnaire (QIAT) was developed to operationalize a modernized, integrative, and
flexible definition of therapeutic alliance and to address these shortcomings. To validate the
QIAT, 223 French-speaking Canadians engaged in a therapeutic process for reasons related
to mental health or psychological well-being were recruited through social media and
institutional emails to complete questionnaires on a secure web platform. Selecting the best
items based on classical test theory and item response theory (IRT), exploratory factor
analysis, and several other criteria led to the creation of the QIAT-SG-10 (overall follow-up)
and QIAT-DS-6 (last session). Both versions of the QIAT demonstrated appreciable indices
of internal consistency as well as strong evidence of convergent, discriminant, and concurrent
validity. The factor structure (two correlated factors) was also confirmed. In comparison to
the Session Rating Scale, the QIAT-DS-6 demonstrated better reliability in IRT, while the
QIAT-SG-10 showed a slightly higher ceiling effect than the Working Alliance Inventory -
Short Revised (WAI-SR), but its discrimination from service satisfaction was higher. Despite
a certain redundancy with the WAI-SR, the content of the QIAT items reveals important
distinctions (emphasis on the emotional skills of the therapist and on aspects of negotiation,
integration of the emotional bond specifically related to collaborative work, and the relevance
of the items regardless of phases of therapeutic process) justifying its existence.
iv
Table des matières
Résumé ................................................................................................................................... ii
Liste des tableaux et figures ................................................................................................... v
Remerciements ...................................................................................................................... vi
Introduction ............................................................................................................................ 1
Chapitre 1 : Contexte historique de l’alliance thérapeutique ................................................. 6
Chapitre 2 : La définition de l’alliance de travail de Bordin ................................................ 10
Chapitre 3 : Comparaison des échelles d’alliance thérapeutique les plus utilisées .............. 13
Chapitre 4 : Avancées et controverses – vers une définition modernisée et intégrative de
l’alliance thérapeutique......................................................................................................... 26
Chapitre 5 : Théorie du développement d’une échelle de mesure ........................................ 40
Chapitre 6 : Stratégies d’élaboration du QIAT ..................................................................... 49
Chapitre 7 : Méthodologie de l’étude de validation ............................................................. 54
Chapitre 8 – Résultats ........................................................................................................... 65
Chapitre 9 – Discussion ........................................................................................................ 94
Conclusion .......................................................................................................................... 113
Bibliographie ...................................................................................................................... 117
Annexes .............................................................................................................................. 126
v
Liste des tableaux et figures
Tableau 1
Comparaison des échelles de mesure d’alliance thérapeutique les plus utilisées selon le
modèle générique de Hougaard______________________________________________17
Tableau 2
Comparaison des échelles de mesure d’alliance thérapeutique les plus utilisées selon
certaines caractéristiques sélectionnées________________________________________18
Tableau 3
Propriétés des items du QIAT-SG en TCT et saturations factorielles en AFE___________67
Tableau 4
Statistiques d’ajustement du QIAT-SG-10 aux différents modèles testés en AFC________69
Tableau 5
Paramètres du QIAT-SG-10 pour le modèle à deux facteurs corrélés en AFC___________70
Tableau 6
Corrélations entre le QIAT-SG-10 et le WAI-SR_________________________________71
Tableau 7
Corrélations entre le QIAT-SG-10 et les différentes mesures servant à soutenir sa validité
discriminante et concourante ________________________________________________73
Tableau 8
Caractéristiques des participants et médianes/moyennes marginales estimées des scores
totaux au QIAT-SG-10 selon les niveaux des variables catégorielles étudiées________74-75
Tableau 9
Comparaison entre différentes caractéristiques du QIAT-SG-10 et du WAI-SR_________76
Tableau 10
Comparaison de différentes caractéristiques des items du QIAT-DS__________________78
Tableau 11
Statistiques d’ajustement du QIAT-DS-6 aux différents modèles testés en AFC_________81
Tableau 12
Paramètres du QIAT-DS-6 pour le modèle à deux facteurs corrélés en AFC___________82
Tableau 13
Corrélations entre le QIAT-DS-6, le SRS et le SAI pour la validité convergente________83
Tableau 14
Corrélations entre le QIAT-DS-6 et les différentes mesures servant à soutenir sa validité
discriminante et concourante ________________________________________________85
Tableau 15
Médianes et moyennes marginales estimées pour les scores totaux à la QIAT-DS-6 selon les
niveaux des variables catégorielles étudiées__________________________________86-87
Tableau 16
Comparaison entre différentes caractéristiques du QIAT-DS-6, du SRS et du SAI_______90
Figure 1
Courbes caractéristiques d’options (CCO) du SRS-5 et SRS-10_____________________91
Figure 2
Courbes caractéristiques d’options (CCO) du SAI________________________________92
Figure 3
Courbes caractéristiques d’options (CCO) du QIAT-DS-6__________________________93
vi
Remerciements
Je ne pense pas qu’il soit possible de mesurer la taille du défi que représente un projet
avant que le processus ne soit bien entamé; je dois dire à ce sujet que j’avais nettement sous-
estimé l’ampleur et la place que prendrait ce mémoire dans les deux dernières années de ma
vie! Cependant, malgré tous les obstacles, les déceptions et les craintes, c’est rempli de
gratitude que je termine ce parcours. À ce sujet, des remerciements sont de mise.
Merci à ma directrice de mémoire, Claudia Savard, pour sa disponibilité hors du
commun, sa flexibilité, sa rétroaction rapide, juste et toujours respectueuse, sa proactivité
indéfectible, son optimisme, mais aussi son réalisme, qui a su plus d’une fois calmer mes
ardeurs de jeune chercheur idéaliste (et parfois trop perfectionniste)!
Merci à ma conjointe, Pauline Brayet, pour son soutien moral et psychologique
inconditionnel (et ô combien nécessaire!), mais également pour ses précieux conseils
méthodologiques et stratégiques, informés de sa propre expérience dans le monde
académique. Je t’admire pour tout ce que tu es mon amour.
Merci à mes parents, Lise Foucault et Réjean Simard, pour leur confiance
inébranlable dans ma capacité à exceller dans ce qui me tient vraiment à cœur. Merci à ma
sœur, Gabrielle Simard, pour son esprit artistique et créateur, qui vient balancer mon côté
plus analytique et rationnel.
Merci à mes amis, particulièrement Mikaël, Marc-Antoine, Julien, Gabriel et
Emmanuëlle, pour leur profonde amitié et toutes ces fois où ils m’ont permis de me « sortir
de ma tête » pour profiter de la vie et du moment présent.
De toute évidence, il y a dans tout projet d’envergure, en filigrane, un réseau qui
supporte celui ou celle qui est à l’avant-scène. Je vous remercie tous de plus profond de mon
cœur.
1
Introduction
Le concept d’alliance thérapeutique fascine et stimule la recherche depuis maintenant
près de 50 ans et sa genèse peut être comprise comme une conséquence d’une découverte
importante ayant eu lieu vers la fin des années 70. En effet, des méta-analyses rapportent à
l’époque que la psychothérapie est indubitablement efficace comme traitement pour diverses
conditions psychiques, mais qu’aucune des grandes approches psychothérapeutiques
reconnues (psychanalyse, thérapie humaniste-existentielle, thérapie comportementale et
cognitive) ne se démarquent. En d’autres mots, il n’y a pas de différence statistiquement
significative quant au degré d’efficacité entre les thérapies psychologiques s’appuyant sur
des modèles théoriques variés (Luborsky, Singer, & Luborsky, 1975; Smith & Glass, 1977).
Cette constatation sera d’ailleurs confirmée en grande partie dans les méta-analyses
subséquentes, où l’étude des modérateurs (Spielmans & Flückiger, 2018) permettra de
préciser que tous les types psychothérapies bona fide, c’est-à-dire celles fondées sur une
théorie psychologique et conçue intentionnellement pour être thérapeutique (contrairement à
une intervention contrôle préalablement considérée inerte), sont également efficaces, tout
autres facteurs considérés égaux, comme la durée et la fréquence des séances, la présence
d’une supervision pour les psychothérapeutes et l’allégeance du chercheur (Wampold &
Imel, 2015; Wampold, Minami, Baskin, & Tierney, 2002; Wampold et al., 1997). La seule
exception n’ayant pas confirmé cette règle, jusqu’à présent, concerne le trouble de stress
post-traumatique, pour qui des traitements basés sur l’exposition seraient supérieurs aux
autres types de psychothérapies (Kline, Cooper, Rytwinksi, & Feeny, 2018).
Ce constat a donc poussé la communauté scientifique à s’interroger sur la nature des
facteurs communs à tous ces types de psychothérapies qui les rendent efficaces et sur les
ingrédients communs au changement. Naturellement, la relation soignant-soigné étant un
dénominateur commun à toutes ces approches, celle-ci s’est vue attribuée une attention
scientifique croissante, voire exponentielle (Horvath, 2010). La popularité de la recherche
sur les facteurs communs du changement est en partie due au fait que les domaines
d’application sont très diversifiés. En plus de la psychothérapie, on peut citer la médecine,
les sciences infirmières, le travail social, la physiothérapie, l’éducation, la réhabilitation, etc.
(Horvath et al., 2014). Le concept théorique d’alliance thérapeutique, définie globalement
comme le degré d’engagement d’une dyade thérapeutique dans un travail collaboratif dirigé
2
vers un but significatif (Bordin, 1979), est le symbole de cette quête de l’essence du
changement. De fait, la popularité de ce concept n’est pas sans fondement; il s’agit du facteur
le plus souvent et le plus robustement mis en relation avec les résultats thérapeutiques, avec
une corrélation et une taille d’effet modérées (r=0.28 [IC 99.9% 0.256-0.299], d = 0.579 [IC
95% = 0.530-0.627]). Ainsi, l’alliance thérapeutique explique à elle seule tout près de 8% de
la variance des résultats thérapeutiques (Flückiger, Del Re, Wampold, & Horvath, 2018), ce
qui correspond à plus de 50% de la variance expliquée par la thérapie (5 à 7 fois plus que le
type d’approche utilisée), et, de façon encore plus spectaculaire, entre 50 à 97% de la
variabilité des résultats thérapeutiques attribuables aux thérapeutes (Baldwin, Wampold, &
Imel, 2007; Duncan, 2015; Owen, Duncan, Reese, Anker, & Sparks, 2014). En d’autres mots,
la recherche démontre que ce qui différencie un bon d’un moins bon thérapeute, c’est
principalement sa capacité à former une alliance avec tous ses patients, surtout avec ceux
pour qui l’engagement dans le travail collaboratif est plus ardu (Duncan, 2015). Cette
constatation a ainsi permis d’alimenter le mouvement de la thérapie informée par la
rétroaction (TIR), dont les visées sont de réduire les détériorations cliniques et les fins
prématurées (Lambert & Shimokawa, 2011). Finalement, l’étude de la contribution (négative
et positive) des thérapeutes sur l’alliance thérapeutique a mené à la création de plusieurs
programmes de formation mettant l’accent sur la construction et la réparation de l’alliance
(Eubanks-Carter, Muran, & Safran, 2015). Bref, les portées cliniques de ce concept théorique
emblématique de la relation thérapeutique sont multiples et l’alliance continue de stimuler la
recherche en psychothérapie.
L’intérêt renouvelé pour le concept d’alliance thérapeutique dans la communauté
scientifique, bien qu’il ait conduit à d’importantes avancées théoriques, empiriques et
cliniques, peut également être compris comme le symptôme d’un manque de cohésion et de
consensus concernant sa définition. En effet, sa position emblématique de représentant des
facteurs communs à toutes les psychothérapies a généré une dérive sémiotique, menant à la
construction d’une multitude de questionnaires tentant d’opérationnaliser une variante de
l’alliance compatible avec la vision (rarement athéorique) de ses auteurs (Horvath, 2018).
Même si la plupart des chercheurs prennent comme référence la définition classique de
Bordin (1979) telle que présentée ci-haut, ce qui n’est d’ailleurs pas toujours le cas (Agnew‐
Davies, Stiles, Hardy, Barkham, & Shapiro, 1998; Gaston, 1990; Luborsky, 1976; O'Malley,
3
Suh, & Strupp, 1983), plusieurs omettent certaines de ces composantes ou au contraire
ajoutent des dimensions à leur définition d’alliance, ce qui mène à une grande hétérogénéité
des outils de mesure et diminue la possibilité de généralisation des études selon l’instrument
utilisé pour opérationnaliser l’alliance (Hatcher & Barends, 2006).
Des questionnements figurent également quant à la meilleure façon de circonscrire
l’alliance dans le temps, cette dernière étant parfois définie de façon plus macroscopique,
souvent mesurée comme une tendance sur plusieurs séances, tantôt de façon plus
microscopique, c’est-à-dire mesurée séance par séance, voir moment par moment (Horvath,
2018). Or, l’utilisation de ces échelles à temporalité variable n’est pas toujours appropriée au
contexte clinique, ce qui est particulièrement le cas des échelles plus macroscopiques (qui
sont typiquement construites pour évaluer l’alliance globale après 3 à 5 séances) qui sont
parfois utilisées pour mesurer les variations de l’alliance de séance en séance, amoindrissant
ainsi la validité des réponses obtenues (Falkenström, Hatcher, Skjulsvik, Larsson, &
Holmqvist, 2015). Or, paradoxalement, les chercheurs s’intéressent de plus en plus aux
patrons de variation de l’alliance de séance en séance, d’une part car certains de ces patrons
semblent plus corrélés au succès thérapeutique que d’autres (Stiles et al., 2004), et d’autre
part, car il est possible de prédire une portion plus grande de variance dans les résultats
thérapeutiques à partir de mesures d’alliance de plusieurs sessions précoces versus une seule
séance (Crits-Christoph, Gibbons, Hamilton, Ring-Kurtz, & Gallop, 2011). Le choix d’outils
de mesure non adaptés au contexte temporel mesuré peut en partie s’expliquer par le faible
nombre de questionnaires spécifiquement conçus dans l’intention de mesurer l’alliance de
façon répétitive, séance après séance. Cette réalité est d’ailleurs particulièrement
problématique pour les cliniciens et chercheurs utilisant le modèle de la thérapie informée
par la rétroaction. Par ailleurs, des avancées théoriques récentes très riches sur le plan
conceptuel, notamment concernant les aspects de négociation des besoins relationnels et
contractuels (Doran, 2016), ne sont pas suffisamment représentées dans les outils plus
récents. En outre, plusieurs problèmes méthodologiques concernant la validité et la fiabilité
des outils de mesure eux-mêmes viennent ajouter à la problématique théorique associé au
concept d’alliance thérapeutique (Agnew‐Davies et al., 1998; Hatcher & Barends, 2006;
Horvath, 2018). Ainsi, le faible nombre de questionnaires validés en français, l’applicabilité
variable des outils à toutes les approches théoriques, les items biaisés avec les résultats
4
thérapeutiques (questions adressant davantage la satisfaction ou le progrès perçu jusqu’à
présent plutôt que l’alliance) ou ne s’appliquant qu’à la phase initiale de la thérapie, l’absence
de différenciation claire entre les dimensions postulées par la théorie dans les études
empiriques et les effets plafond importants avec des scores généralement très élevés
d’alliance (limitant la variance des scores et soulevant la possibilité de contamination de ces
derniers par des aspects de soumission de la part du patient) viennent mettre en lumière la
pertinence de faire une synthèse des éléments de continuité et de discontinuité, des certitudes
et des problèmes identifiés dans l’histoire conceptuelle et dans l’opérationnalisation de
l’alliance thérapeutique afin de créer un outil modernisé de l’alliance thérapeutique, adapté
au contexte clinique dans lequel il sera utilisé.
De fait, l’objectif de ce mémoire sera d’élaborer un nouvel outil de mesure de
l’alliance thérapeutique, basé sur une définition modernisée de ce concept, c’est-à-dire
solidement ancrée dans la théorie de Bordin, mais actualisée des aléas et avancées théoriques
et méthodologiques identifiés depuis les quarante dernières années.
Pour ce faire, le contexte historique du développement du concept de l’alliance
thérapeutique sera détaillé dans le chapitre un, le tout menant à une exploration détaillée de
la définition classique de Bordin (chapitre deux). Ensuite, dans le chapitre trois, une analyse
comparative des échelles d’alliance thérapeutique les plus utilisées sera effectuée, pour en
déceler leurs points communs et leurs divergences ainsi que leurs forces et leurs faiblesses.
Puis, dans le chapitre quatre, les avancées théoriques et empiriques permettant de mieux
définir l’alliance et d’en souligner les controverses seront exposées. Plus spécifiquement,
nous aborderons dans cette section les aspects de dimensionnalité, du lien affectif versus de
la relation thérapeutique, de la négociation en contraste au consensus, de la temporalité, des
apports de l’approche qualitative et des impacts du paradigme de la thérapie informée par la
rétroaction. Cette analyse permettra la création d’une définition moderne et intégrative de
l’alliance thérapeutique. Ensuite, le chapitre cinq détaillera clairement l’objectif (et les
hypothèses de recherche y étant reliées) de ce mémoire, soit essentiellement le
développement et la validation d’un nouvel outil de mesure de l’alliance thérapeutique.
Dans le chapitre cinq, un survol de la théorie soutenant la construction d’une échelle
de mesure sera effectué, ce qui mettra la table pour le chapitre six, où les stratégies
5
d’élaboration de la mesure actuelle, opérationnalisant la définition élaborée dans le chapitre
quatre, seront explicitées. Puis, dans le chapitre sept, la méthodologie utilisée pour valider le
questionnaire sera détaillée. Ainsi, il sera question de la validation préliminaire (pré-test
empirique), des modifications apportées au questionnaire face à ces résultats, et de la
validation finale. Par la suite, les résultats de l’étude de validation seront présentés dans le
chapitre huit, lesquels seront discutés dans le chapitre neuf, pour terminer avec une
conclusion dans le chapitre dix.
6
Chapitre 1 : Contexte historique de l’alliance thérapeutique
Les travaux fondateurs de Bordin (1979), menant à une définition plus globalement
acceptée de l’alliance thérapeutique, ont été influencés par trois grands courants théoriques;
la psychanalyse, la thérapie centrée sur le patient (Rogers, 1957) et la théorie des facteurs
communs de Frank (1961).
Tout d’abord, Freud est probablement le premier à avoir théorisé l’importance de la
relation thérapeutique dans le traitement psychothérapeutique. Ce dernier s’interroge au
début du siècle sur les motifs qui poussent certains patients à poursuivre leur traitement
malgré l’activation de défenses (qui les protègent du matériel inconscient douloureux qui
tend à faire surface) et l’apparition de résistance. Pour décrire ce phénomène, Freud explique
qu’une partie du transfert, processus au cours duquel des sentiments ou des désirs
inconscients envers les premières figures d’attachement d’une personne se trouvent reportés
sur le thérapeute (Laplanche & Pontalis), qu’il nomme unobjectionable positive transference,
agit comme un liant entre la partie consciente du patient qui s’allie avec son thérapeute pour
« combattre » les symptômes du patient (Freud, 1958/1912). Pour lui, cette partie consciente
du transfert positif que peut avoir un patient envers son thérapeute est considérée comme le
principal véhicule du succès thérapeutique, non seulement en psychanalyse, mais également
dans toutes les autres méthodes de traitement (Freud, 1958/1912). De fait, le principal but du
traitement psychanalytique est de connecter le patient à la fois au traitement et au thérapeute
(Freud, 1958/1913). On voit ici déjà se profiler le lien collaboratif et affectif, deux
dimensions pouvant circonscrire le concept d’alliance thérapeutique, ce dont il sera question
plus loin.
Le terme « alliance » a probablement été introduit pour la première fois dans la
littérature psychanalytique par Sterba (1934), qui décrivait l’importance de l’alliance entre le
thérapeute et la partie rationnelle de l’ego du patient, c’est-à-dire celle lui permettant de
s’observer lui-même et de ce fait d’être en mesure de profiter des interprétations du
thérapeute. Ainsi, Sterba met surtout en lumière la contribution du patient à l’alliance, plus
spécifiquement sa capacité cognitive à collaborer aux tâches thérapeutiques (Hougaard,
1994). Zetzel (1956), quant à elle, souligne davantage l’importance des aspects
socioémotionnels de la relation thérapeutique lorsqu’elle décrit l’alliance, en particulier pour
7
les patients plus complexes pour lesquels des modifications à la technique psychanalytique
classique (notamment en prenant une posture plus proactive et en effectuant davantage
d’auto-dévoilement) sont considérées nécessaires (Hougaard, 1994). Au final, c’est Greenson
(1965) qui popularise véritablement le concept d’alliance au sein de la communauté
psychanalytique. Alliant en quelque sorte les conceptions de Sterba et Zetzel, il inclut dans
sa définition de l’alliance de travail (Working alliance) à la fois la capacité cognitive du
patient à s’auto-observer et sa motivation à performer le travail analytique, de même que son
attraction amicale non distordue envers le thérapeute (Hougaard, 1994). Ainsi, on peut
constater que la psychanalyse se concentre principalement sur la contribution du patient à
l’alliance, et parle peu de celle du thérapeute. D’autre part, elle pose les assises théoriques
des deux dimensions de l’alliance qui seront plus tard confirmées empiriquement; le lien
affectif et le lien collaboratif.
À l’opposé de la psychanalyse, Carl Rogers (1957), le fondateur de la thérapie centrée
sur le client, argumente que les conditions nécessaires et suffisantes au changement
psychique sont sous la responsabilité du thérapeute. De plus, elles sont selon lui de nature
émotionnelle. Ainsi, ces attitudes affectives du thérapeute envers son patient, soit
l’authenticité (aussi nommé congruence), la compréhension empathique et l’acceptation
inconditionnelle, sont les ingrédients qui permettent le changement psychique et ce, peu
importe le type de psychothérapie, à condition qu’elles soient communiquées au moins
minimalement au patient (Rogers, 1957). De ce fait, Rogers souligne indirectement
l’asymétrie relationnelle propre au processus psychothérapeutique et la responsabilité
structurelle du thérapeute dans l’élaboration et le maintien d’un climat propice au
changement. Sans nécessairement évoquer le terme d’alliance thérapeutique, il est le premier
à définir clairement les composantes de ce qui constituera plus tard la dimension du lien
affectif de l’alliance. Par ailleurs, Orlinsky et Howard (1972, 1975) intégreront dans leur
modèle tridimensionnel de l’alliance les attitudes affectives facilitatrices de Rogers (1957),
avec la résonnance empathique et l’affirmation mutuelle (très similaire au concept
d’acceptation inconditionnelle), la troisième dimension étant plus cognitive (l’alliance de
travail de Greenson). Luborsky (1976), qui travaillera en même temps que Bordin pour
extirper l’alliance de ses racines psychanalytiques, avancera que les aspects davantage
affectifs de l’alliance (relation d’aide, type 1) précèdent le développement des aspects
8
davantage cognitifs et concrets (relation de travail collaboratif, type 2). Toutefois, cette
opérationnalisation séquentielle de l’alliance ne recevra pas la validation empirique souhaitée
(Davis, 2011).
Finalement, les travaux anthropologiques de Frank (1961) sur les facteurs communs
aux différents modes de soins psychiques impliquant un « guérisseur » et un « malade » ont
également influencé la montée de la popularité du concept d’alliance thérapeutique. En effet,
selon Frank (1961, 1993), toutes les formes de thérapie de l’esprit, qu’elles soient prodiguées
par des gourous, des shamans, des prêtres ou des psychologues, doivent leur efficacité à (1)
une relation de confiance émotionnellement chargée entre un aidant et un aidé et à (2)
l’habileté de cet aidant à convaincre (par la rhétorique) son patient que la thérapie est crédible
et puissante (éliciter des attentes favorables) à l’aide d’un cadre physique (église, tipi,
hôpital), théorique (le mythe donnant une explication plausible aux symptômes) et de
procédures (les rituels) qui facilitent les expériences de maitrise et de contrôle. De plus, ces
mythes et ces rituels doivent être adaptés en fonction des préférences personnelles du patient
et de son contexte culturel. Il précise que le principal effet de ces activités est de réduire le
sentiment d’impuissance du patient à se changer lui-même, une condition qu’il nomme
démoralisation (Frank & Frank, 1993). Une des principales sources de démoralisation
provient des significations pathogènes que les patients attribuent aux sentiments et aux
évènements dans leur vie, c’est-à-dire à leur vision assomptive du monde (assumptive world).
Pour combattre cette démoralisation, les psychothérapeutes efficaces persuadent leur patient
de transformer ces significations pathogènes en une vision assomptive du monde qui ravive
l’espoir, augmente l’estime de soi ainsi que le sentiment de contrôle, et réintègre le patient à
son groupe d’appartenance (Frank & Frank, 1993). En résumé, il suggère que la
psychothérapie est une forme de rhétorique (persuasion) qui repose sur les méthodes de
l’herméneutique, c’est-à-dire l’étude de la compréhension et de l’interprétation du sens des
phénomènes, plutôt qu’un processus opérant à travers les postulats des sciences
comportementales appliquées (Frank & Frank, 1993). Cela n’est pas sans rappeler la vision
de Strong (1968), qui considère l’entreprise psychothérapeutique comme un processus
d’influence sociale, qui attribue l’efficacité de la thérapie au degré d’expertise, de confiance
et d’attractivité (charisme) que le patient perçoit de son thérapeute. Par ailleurs, Frank
considère ces facteurs non spécifiques comme étant thérapeutiques en soi, mais il note
9
également qu’une partie de leur efficacité est due à leur interaction avec certaines techniques
spécifiques; un lien affectif puissant et des attentes positives du patient peuvent augmenter
sa motivation et son implication dans la thérapie et, par le fait même, amplifier les effets de
facteurs thérapeutiques plus spécifiques (Hougaard, 1994). Frank (1961, 1993) maintient
que les techniques, ou facteurs spécifiques, sont essentielles, mais que leur efficacité dépend
principalement du sentiment d’alliance que le patient a envers son « guérisseur » symbolique
ou réel. Par conséquent, avant même que les études empiriques ne démontrent l’absence de
différence significative entre les différents types de thérapies bona fide, Frank offre un cadre
théorique qui soutient ces conclusions. En ce sens, il est un pionnier important du concept de
l’alliance thérapeutique.
10
Chapitre 2 : La définition de l’alliance de travail de Bordin
Dans la littérature scientifique, la référence la plus souvent citée pour définir l’alliance
est basée sur le travail d’Edward Bordin (1979, 1994). Ce dernier extrait le concept d’alliance
de son origine psychanalytique pour en faire un construit explicitement panthéorique,
généralisable à tous les types de psychothérapie. En se basant sur ses prédécesseurs
psychanalystes, pionniers de la recherche sur l’alliance (Greenson, 1965; Menninger, 1958;
Sterba, 1934; Zetzel, 1956), Bordin offre un cadre théorique robuste permettant de
circonscrire l’alliance de travail, dont l’essence est constituée du degré d’engagement d’une
dyade thérapeutique dans un travail collaboratif dirigé vers un but significatif (Bordin,
1979). Ainsi, contrairement à la psychanalyse et à la psychothérapie centrée sur le client, qui
responsabilisent respectivement le patient et le thérapeute dans la création de l’alliance,
Bordin met l’accent sur la contribution mutuelle de la dyade à ce processus (Hougaard, 1994).
Il identifie trois caractéristiques centrales, nécessaires à l’émergence de ce processus
interpersonnel : (1) une entente sur ce qui constitue les problèmes du patient et ce à quoi les
solutions pourraient ressembler (objectifs), (2) un accord sur les tâches thérapeutiques à
accomplir pour atteindre ces buts (ce qui implique une confiance mutuelle en l’efficacité de
ces méthodes et une acceptation mutuelle des responsabilités de chacun dans ces procédures)
et (3) le développement d’un lien affectif (confiance, acceptation et attachement) dont
l’intensité et la qualité dépendra des méthodes et des approches utilisées (Bordin, 1979).
Ainsi, la théorie de l’alliance de Bordin pose la question : « À quel degré le travail accompli
en thérapie reflète et incarne un accord mutuel sur les buts et les tâches thérapeutiques? ». La
composante sur le lien affectif s’intéresse pour sa part à la question suivante : « Y a-t-il assez
de confiance et de respect pour permettre un plein endossement des buts et une participation
complète dans les tâches? » (Hatcher & Barends, 2006). Au final, n’importe quel aspect,
caractéristique ou qualité d’une thérapie peut être examiné à travers ce filtre conceptuel en
analysant la contribution de l’aspect à l’étude au travail collaboratif orienté vers un but
significatif.
Par ailleurs, Bordin a développé trois concepts qui explicitent comment l’alliance de
travail s’élabore et se maintient dans le temps. Tout d’abord, l’alliance est activement (bien
que parfois implicitement) négociée au début du traitement et continuellement renégociée
durant le suivi. Ensuite, différentes modalités thérapeutiques impliqueront des négociations
11
autour de différents types d’engagements et d’activités (compléter un journal des pensées,
révéler des désirs intimes, etc.). Finalement, les stress ou les ruptures d’alliance devront être
réparés (renégociation) pour permettre le succès thérapeutique (Bordin, 1979). Dans son
article de 1994, il définit également trois éléments clés de l’alliance de travail qui seraient
responsables du changement : (1) la force de l’alliance, (2) la puissance des tâches
thérapeutiques et (3) la dynamique des ruptures et des résolutions de l’alliance (Bordin,
1994). De cette façon, Bordin situe l’alliance comme étant à la fois un processus facilitant
l’action des ingrédients spécifiques (tâches) de la thérapie, mais aussi comme étant un
ingrédient thérapeutique en lui-même.
Les limites de la définition de Bordin
Bien que le cadre conceptuel de Bordin offre probablement la meilleure façon de
circonscrire l’alliance de travail, il semble tout de même avoir mené à des dérives
sémiotiques. À la base, la définition de Bordin s’intéresse et permet avant tout de qualifier à
quel point la relation et les techniques reflètent, incarnent et assistent les participants dans
leur travail collaboratif délibéré. En d’autres mots, l’alliance doit être considérée à un niveau
d’abstraction plus élevé que les attitudes relationnelles et les méthodes spécifiques
d’intervention (Hatcher & Barends, 2006). Ce postulat implique donc qu’on ne peut pas
comparer directement l’alliance et ces processus psychothérapeutiques plus concrets, c’est-
à-dire soit en les considérant comme sur un pied d’égalité (alliance perçue comme une
technique ou une attitude relationnelle), soit en les considérant comme des rivaux (par
exemple alliance versus technique spécifique), ce que certains chercheurs éminents de
l’alliance (Agnew‐Davies, Stiles, Hardy, Barkham, & Shapiro, 1998) ont pourtant fait
(Hatcher & Barends, 2006). Encore une fois, selon le cadre conceptuel fourni par Bordin, on
devrait plutôt juger de la pertinence d’une technique ou d’une attitude relationnelle en
mesurant à quel point elles contribuent à l’alliance, c’est-à-dire à engager le patient dans un
travail collaboratif (Hatcher & Barends, 2006). En d’autres mots, l’alliance n’existe pas sans
technique, ni sans relation affective d’ailleurs. Elle est une propriété émergente des
composantes (relationnelle, techniques, etc.) de la thérapie, elle n’est pas une composante en
soi (Hatcher & Barends, 2006).
12
Près de 40 ans après la sortie de l’article phare de Bordin, on constate donc que la
principale force du concept de l’alliance de travail, soit son aspect panthéorique, a à la fois
grandement stimulé son exploration empirique, mais qu’il a en même temps permis aux
chercheurs de diverses orientations d’assimiler ses idées à travers leur propre filtre théorique,
de sorte que le concept d’alliance a acquis une personnalité multiple dans le monde des
facteurs communs (Horvath, 2011). Comme Bordin n’a pas pris clairement position sur la
façon d’opérationnaliser concrètement sa théorie, qui se voulait une définition fonctionnelle
narrative1 (Horvath, 2018), de multiples chercheurs ont créé et continuent de créer de
nouveaux outils de mesure, venant combler ce flou opérationnel en diluant de plus en plus le
concept, ce qui le rend de moins en moins utile (Hatcher & Barends, 2006). De fait, même
les quatre échelles de mesure de l’alliance les plus couramment utilisées en recherche, soit,
en ordre décroissant d’utilisation, la Working Alliance Inventory (Horvath & Greenberg,
1989), la California Psychotherapy Alliance Scale (CALPAS; Marmar & Gaston, 1988), la
Helping Alliance Questionnaire II (HaQ-II; Luborsky et al., 1996) et la Vanderbilt
Psychotherapy Process (Gomes-Schwartz, 1978) partagent moins de 50% de variance
commune en ce qui a trait à leur structure factorielle (Horvath, Del Re, Flückiger & Symonds,
2011), un chevauchement modeste indiquant des différences non triviales dans la nature des
variables mesurées. Ce manque de consensus autour de l’alliance réduit le potentiel de
généralisation des résultats des études s’y attardant et donc son utilité clinique.
1 Une définition narrative se concentre sur le fonctionnement d’un phénomène, ce qu’il fait,
alors qu’une définition persuasive adresse les limites et le contenu d’un construit (Horvath,
2018)
13
Chapitre 3 : Comparaison des échelles d’alliance thérapeutique les plus
utilisées
Un estimé conservateur suggère qu’il existe actuellement plus de 70 questionnaires
validés opérationnalisant le concept d’alliance thérapeutique (Horvath, 2018). Malgré tout,
le développement de nouveaux outils se poursuit. Cette prolifération a des causes multiples.
Premièrement, on peut la comprendre comme une conséquence de l’absence d’une définition
consensuelle de l’alliance. Ainsi, plusieurs auteurs prétendent incarner dans leur outil la
définition classique de Bordin, mais omettent des aspects centraux du modèle tripartite,
comme la Therapeutic Bond Scale; (Saunders, Howard, & Orlinsky, 1989) et/ou ajoutent des
concepts qui ne sont pas inclus dans ce modèle, par exemple la dimension « capacité de
travail du patient » dans la CALPAS (Marmar & Gaston, 1988) ou celle de l’ouverture dans
la Agnew Relationship Measure (Agnew‐Davies et al., 1998). Certaines échelles de mesure
vont même jusqu’à explicitement étendre leur définition de l’alliance à tous les processus
psychothérapeutiques qui sont corrélés au changement, comme c’est le cas dans la Vanderbilt
Psychotherapy Process Scale (VPPS; O'Malley et al., 1983). Deuxièmement, une partie de
ces questionnaires sont des versions adaptées d’outils plus anciens ou carrément de nouveaux
outils ayant pour but de mieux répondre aux particularités d’une population spécifique
(patients hospitalisés, enfants, groupes, etc.), comme la Scale to Assess Relationship
(McGuire-Snieckus, McCabe, Catty, Hansson, & Priebe, 2007) qui a été spécifiquement
élaborée pour les patients psychiatriques en communauté présentant une pathologie sévère.
Troisièmement, de nouveaux questionnaires sont construits pour opérationnaliser des
définitions explicitement alternatives de l’alliance, comme l’Alliance Negociation Scale
(Doran et al., 2012) qui met l’accent sur l’importance de la négociation de l’alliance (en
opposition au concept de consensus). Quatrièmement, plusieurs outils sont élaborés en
réponse à des problèmes méthodologiques identifiés dans les outils antérieurs, comme le
manque de différenciation empirique claire entre les sous-dimensions théoriques proposées,
des items qui sont trop biaisés par des manifestations précoces des résultats thérapeutiques
(comme le Haq-I; Luborsky, 1976), ou des restrictions d’applicabilité des échelles à certaines
approches thérapeutiques (Agnew‐Davies et al., 1998; Gaston, 1990; Hatcher & Barends,
1996; Horvath & Luborsky, 1993).
14
Inspiré par les travaux de Bales (1950) sur les analyses du fonctionnement de groupes,
ainsi que par les travaux de Bordin (1979, 1994) sur l’alliance, Hougaard (1994) a généré un
modèle heuristique très efficace pour voir plus clair dans cette hétérogénéité des variables
mesurées par les questionnaires d’alliance thérapeutique. Il commence par diviser le concept
en deux dimensions, soit (1) la relation personnelle (l’aire socio-émotionnelle de Bales ou le
lien affectif de Bordin) et (2) la relation collaborative (l’aire des tâches de Bales ou l’accord
sur les objectifs et les tâches de Bordin). Puis, il s’intéresse à la contribution spécifique du
thérapeute, du patient et à la contribution commune de la dyade à chacune de ces deux
dimensions, résultant en six sous-dimensions de l’alliance, qui sont présentées dans le tableau
1. Chacune de ces sous-dimensions sont de nouveau divisées en concepts propres à la nature
de leurs sous-dimensions. Par exemple, la contribution du thérapeute à la relation
collaborative contient la notion d’engagement, d’optimisme et d’expertise, alors que la
contribution du patient à la relation collaborative contient la notion de motivation, d’attentes
favorables et de capacité au travail. On voit ici l’apport complémentaire (image miroir) des
deux participants au même concept sous-jacent (engagement-motivation, optimisme-attentes
favorables et expertise-capacité au travail).
On peut ainsi classer tous les outils de mesure de l’alliance thérapeutique selon ce que
leurs items mesurent en se référant à ce système, ce qui permet facilement de les comparer
et de constater les concepts qui sont couverts par la majeure partie de ces questionnaires, et
ceux qui le sont moins et qui divergent selon ce que les auteurs ont décidé (implicitement ou
explicitement) de prioriser. Par soucis de clarté et de concision, nous avons choisi d’analyser
les quatre questionnaires de l’alliance les plus utilisés dans la littérature scientifique, qui
illustrent à eux seuls la grande diversité des sous-concepts couverts. Nous avons également
choisi d’inclure l’Alliance Negotiation Scale (ANS; Doran et al., 2012), un questionnaire
utilisant une définition alternative de l’alliance, comme nous pensons que les modifications
proposées à la définition classique de l’alliance soutenues par les auteurs de cet outil, qui
seront détaillées dans le chapitre 4, sont très pertinentes et qu’elles teinteront notre propre
définition de ce concept. Finalement, nous avons décidé d’inclure un des questionnaires ultra-
bref de l’alliance thérapeutique parmi les plus utilisés dans les thérapies informées par la
rétroaction (Østergård, Randa, & Hougaard, 2018), le SRS (Duncan et al., 2003), comme
nous visons à ce que notre outil puisse être utilisé dans un tel contexte. Le Tableau 1 présente
15
ainsi une comparaison de ces questionnaires selon le modèle générique de Hougaard et le
Tableau 2 les compare selon différentes caractéristiques sélectionnées (perspective du
répondant, type d’attitude mesurée, nombre d’ancrages, dimensions, etc.).
Working Alliance Inventory (WAI)
D’abord, le Working Alliance Inventory (Horvath & Greenberg, 1989) est un
questionnaire de 36 items à sept choix de réponse de type Likert (allant de (1) « does not
correspond at all » à (7) « corresponds exactly ») spécifiquement élaboré à partir du modèle
théorique tripartite de l’alliance de travail de Bordin. Il a donc été conçu pour mesurer 3
dimensions : le lien affectif, le consensus sur les objectifs et l’entente concernant les tâches
thérapeutiques. Il mesure l’alliance globale perçue depuis le début de la thérapie. Cet outil a
également été explicitement élaboré pour pouvoir être utilisé avec toutes les approches
thérapeutiques; c’est ce qui explique le qualificatif « athéorique » qui lui est souvent attribué
et qui a certainement participé à sa grande popularité, étant l’outil de mesure de l’alliance le
plus utilisé dans les recherches empiriques (Horvath, 2018). Trois versions du questionnaire
ont été construites : une pour le patient, une pour le thérapeute et une pour un observateur.
Les trois études initiales de validation ont été effectuées auprès de patients avec des
diagnostics et des modalités de traitement variés (Elvins & Green, 2008). Pour la version du
patient, le coefficient alpha a été évalué à .93 pour le questionnaire complet et entre .85 et
.88 pour les sous-échelles (lien, objectifs et tâches), lesquelles sont d’ailleurs fortement inter-
corrélées, avec des r variant entre .62 et .92, questionnant la multi-dimensionalité de cette
échelle (Horvath & Greenberg, 1989). La validité de contenu du questionnaire a été évaluée
par sept experts du domaine de l’alliance (Horvath & Greenberg, 1989). La validité prédictive
a été démontrée pour une grande variété de types de résultats thérapeutiques (Horvath, 1994),
incluant des études contrôlant pour des facteurs confondants importants comme le
changement précoce et les caractéristiques des patients (Klein et al., 2003). Plusieurs versions
courtes ont été construites, la plus récente, et celle ayant les meilleures qualités
psychométriques étant le WAI-SR (Hatcher et Gillapsy, 2006) avec 12 items choisis à partir
des 36 items de la version originale à l’aide de la théorie des réponses aux items, permettant
d’ailleurs d’identifier qu’un nombre d’ancrages réduit (cinq versus sept choix de réponse de
type Likert) maximise les qualités métrologiques de l’échelle, étant donné que les patients ne
semblent pas bien discriminer les niveaux les plus faibles d’endossement (Hatcher &
16
Gillaspy, 2006). Ces ancrages varient entre (1) « seldom », (2) « sometimes », (3) « fairly
often », (4) « very often » et (5) « always ». Pour cette échelle de mesure, les coefficients
alpha varient entre .91 et .92 et les scores totaux corrèlent fortement (r = 0.94-0.95) avec
ceux de la WAI (Hatcher & Gillaspy, 2006). La WAI mesure surtout la contribution
commune du patient et du thérapeute au lien collaboratif (44 % des items). À l’opposé, elle
n’inclut aucun item adressant la contribution du patient au lien socioémotionnel et
collaboratif, si on exclut les énoncés mesurant la satisfaction des patients (22.2%), aspect
surreprésenté selon plusieurs critiques (Elvins & Green, 2008). Bien qu’elle tienne compte
de la contribution du thérapeute au lien socioémotionnel (16.6%), un item seulement (2.8%)
mesure sa contribution au lien collaboratif. Les énoncés sont rédigés majoritairement à la
première personne (69.4%) et mesurent des attitudes affectives, cognitives et
comportementales de façon relativement équilibrée. Bien qu’il existe une version traduite et
validée en français de la WAI (Guédeney, Fermanian, Curt, & Bifulco, 2005), la seule version
de la WAI-SR traduite en français (Bottemine, 2017) n’a pas été formellement validée
empiriquement.
17
Tableau 1
Comparaison des échelles de mesure d’alliance thérapeutique les plus utilisées selon le modèle générique de Hougaard incluant
le nombre d’items et le pourcentage pour chacune des dimensions
Lien socioémotionnel Lien collaboratif
Patient
Thérapeute
Mutuel
Patient
Thérapeute
Mutuel
Outil de
mesure
Co
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ance
Att
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Ou
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s
Acc
ord
su
r le
s tâ
ches
WAI - - - - 1 3 2 - - 2 1 2 - - - 8 1 - - 1 9 6
0 6 (16.7%) 5 (13.9%) 8 (22.2%) 1 (2.8%) 16 (44.4%)
WAI-SR - - - - - 2 1 - - 1 - - - - - 3 - - - - 4 1
0 3 (25%) 1 (8.3%) 3 (25%) 0 5 (41.2%)
HaQ-II 1 1 - - - 1 - 3 - - - 1 2 - 1 2 1 1 - 1 1 3
2 (10.5%) 4 (21.0%) 3 (15.8%) 3 (15.8%) 2 (10.5%) 4 (21,0%)
CALPAS - - - - 1 - 1 2 - - - - - 5 5 3 - 1 - - 3 3
0 4 (16.7%) 0 13 (54,2%) 1 (4.2%) 6 (25%)
ANS - - - 2 1 - 1 - 2 - - - - - - - - - - - 2 4
2 (16.7%) 4 (33.3%) 0 0 0 6 (50%)
SRS - - - - - - - 1 - - - - - - - 1 - - - - 1 1
0 1 (25%) 0 1 (25%) 0 2 (50%)
Note. ANS = Alliance Negotiation Scale; CALPAS = California Psychotherapy Alliance Scale; HAQ-II = Helping Alliance
Questionnaire- II; SRS = Session Alliance Scale; WAI = Working Alliance Inventory; WAI-SR = Working Alliance Inventory –
Short Revised;
18
Tableau 2
Comparaison des échelles de mesure d’alliance thérapeutique les plus utilisées selon certaines caractéristiques sélectionnées
Perspective
du répondant (nb. d’items)
Type d’attitude mesurée (nb.
d’item)
Format de
réponse
Nombre
d’ancrage
Temps
mesuré
Dimensions
théoriques
Méthode
sélection des
items
1ère
Pers.
Inférence
Aff. Cogn. Comp.
Thérapeute Dyade
WAI-SR
7
(58.3%)
0
5
(41.7%)
5
(41.7%)
5
(41.7%)
2
(16.7%) Fréquence 5
Suivi
global
1. Lien
2. Objectifs
3. Tâches
Théorique et
empirique
HAq-II 14
(73.7%)
0
5
(26%)
6
(31.6%)
7
(36.8%)
6
(31.6%) Likert 6
Suivi
global
1. Relation
d’aide
2. Relation
collaborative
Théorique
CALPAS 24
(100%) 0 0
9
(37.5%)
7
(29.2%)
8
(33.3%) Quantité 7
Dernière
séance
1.
Compréhension
et implication
du thérapeute
2. Consensus
stratégie de
travail
3. Engagement
patient
4. Capacité
travail patient
Théorique et
empirique
ANS 6
(50%)
5
(41.7%)
1
(8.3%)
5
(41.7%)
2
(16.7%)
4
(33.3%) Fréquence 7
Suivi
global
1. Confort avec
émotions
négatives
2. Attitude
flexible du
thérapeute
Théorique et
empirique
SRS 3
(75%) 0
1
(25%)
1
(25%)
2
(50%)
1
(25%) EVA -
Dernière
séance
1. Lien
2. Objectifs
3. Tâches
Théorique
/pragmatique
Note. Aff = Affective; Cogn = Cognitive; Comp = Comportementale; EVA = Échelle visuelle analogue; Nb = Nombre; 1ère Pers.
= première personne
19
Helping Alliance Questionnaire-II (HAQ-II)
Ensuite, le Helping Alliance Questionnaire II (Luborsky et al., 1996) est une révision
du Helping Alliance Questionnaire I (Luborsky, 1976), la première tentative
d’opérationnalisation de l’alliance thérapeutique dans une échelle de mesure. Enracinée dans
la théorie psychodynamique, cette nouvelle version vient répondre à deux critiques majeures
concernant la première édition de l’outil, soit la trop grande présence d’items abordant
explicitement les changements symptomatiques précoces et l’absence d’énoncé formulé à la
négative (Luborsky et al., 1996). Pour corriger le tir, Luborsky enlève donc six questions
concernant l’amélioration symptomatique précoce des 11 questions originales et ajoute 14
nouveaux énoncés reliés aux efforts collaboratifs du patient et du thérapeute (autour du thème
des objectifs et des tâches thérapeutiques) ainsi qu’à la perception qu’a le patient des attitudes
socioémotionnelles de son thérapeute. Il inclut également cinq items libellés à la négative.
Au total, la nouvelle version a donc 19 questions à six choix de réponse sur une échelle de
type Likert, variant entre (1) « I strongly feel it is not true » et (6) « I strongly feel this is
true ». L’échelle mesure l’alliance globale perçue depuis le début de la thérapie. Deux
versions sont disponibles; une pour le patient et une pour le thérapeute.
Dans l’étude de validation initiale, les coefficients alpha varient entre .90 et .93 et la
structure factorielle confirme un modèle à deux facteurs, avec les énoncés formulés
positivement comme premier facteur et ceux formulés négativement comme deuxième
(Luborsky et al., 1996). La validité convergente avec les autres mesures populaires de
l’alliance thérapeutique (par exemple la WAI et la CALPAS) est en général de plus faible
amplitude que pour les autres mesures les plus populaires de ce concept (Elvins & Green,
2008), avec une corrélation de r = 0.59 avec la CALPAS par exemple (Luborsky et al., 1996).
La validité prédictive avec les résultats thérapeutiques a été démontrée dans plusieurs études
(Martin, Garske, & Davis, 2000). Hatcher et Barends (1996) considèrent la Haq-II comme
étant trop générale, ne permettant pas de distinguer les aspects importants de l’alliance. D’un
autre point de vue, on peut noter que, par rapport au modèle générique de l’alliance, elle
couvre de façon assez uniforme les différentes catégories du lien socioémotionnel et
collaboratif. De fait, il s’agit de la seule échelle de mesure de l’alliance analysée dans ce
mémoire qui couvre aussi largement et uniformément toutes ces dimensions. Les questions
sont majoritairement (73.7%) formulées à la première personne et mesurent des attitudes
20
affectives, cognitives et comportementales de façon relativement équilibrée. À notre
connaissance, il n’existe pas d’étude portant sur la validation d’une version française de la
HAq-II.
California Psychotherapy Alliance Scale (CALPAS)
La California Psychotherapy Alliance Scale (Gaston, 1991) est un questionnaire
comportant 24 items à sept choix de réponse sur une échelle de type Likert allant de (1) « not
at all » à (3) « moderately » à (7) « very much so » mesurant l’alliance thérapeutique telle
que perçue lors de la dernière séance. Il existe 3 versions; une remplie par le patient, une par
le thérapeute et une par un observateur. Il existe également une version pour patient abrégée
composée de 12 questions. L’outil a été développé à partir d’analyses factorielles et de
considérations théoriques (principalement psychodynamiques), utilisant une définition de
l’alliance dite éclectique (Gaston, 1991). La moitié des questions sont formulées à la
négative. Il comporte quatre dimensions, confirmées par les analyses factorielles, soit (1) la
capacité de travail du patient, (2) l’engagement du patient, (3), la compréhension et
l’implication du thérapeute et (4) le consensus sur les stratégies de travail.
L’étude de validation initiale de la version du patient de cette échelle a été menée
auprès d’un grand nombre de patients avec des diagnostics variés mais peu dysfonctionnels
et provenant de cliniques psychothérapeutiques privées où les thérapeutes utilisaient trois
types d’approches (Gaston, 1991). Cette dernière a révélé un alpha de Cronbach satisfaisant
(.83) pour l’échelle complète, alors que ceux-ci étaient insatisfaisants pour trois des quatre
sous-échelles (.43 à .73), suggérant ainsi que les scores totaux devraient être privilégiés. La
validité convergente avec la WAI était élevée, et plusieurs études ultérieures ont révélé une
bonne validité prédictive (Barber, Connolly, Crits-Christoph, Gladis, & Siqueland, 2000;
Muran et al., 1995). La validité discriminante a notamment été confirmée par une absence
d’association entre l’échelle de désirabilité sociale de Marlow-Crowne et les scores totaux à
la CALPAS-P (Gaston, 1991). Le focus conceptuel de la CALPAS et de ses sous-échelles
porte surtout sur la contribution individuelle du patient et du thérapeute à l’alliance (Elvins
& Green, 2008). Si on analyse cette échelle de mesure avec le modèle générique de l’alliance
de Hougaard (1994), on remarque que la majorité des questions (54.2%) porte sur la
contribution individuelle du patient au lien collaboratif, ce qui n’est pas étonnant considérant
21
que deux des quatre dimensions, la capacité au travail du patient et l’engagement du patient,
réfèrent à cette portion de l’alliance. Le lien socioémotionnel est sous-représenté dans cet
outil, avec seulement 16,7% des items y faisant référence, tous étant relié à la contribution
du thérapeute. Par ailleurs, toutes les questions sont écrites à la première personne et ces
dernières couvrent de façon égale les attitudes affectives, cognitives et comportementales. À
notre connaissance, il n’existe pas d’étude portant sur la validation d’une version française
de la CALPAS.
Alliance Negociation Scale (ANS)
L’Alliance Negotiation Scale (Doran et al., 2012) est un questionnaire autorapporté
par le patient comportant 12 items à sept choix de réponse sur une échelle de type Likert
allant de (1) « never » à (7) « always » créé pour opérationnaliser le concept de négociation
(Safran, Muran, & Proskurov, 2010) de l’alliance en ce qui a trait aux aspects du lien
socioémotionnel et du lien collectif (objectifs et tâches thérapeutiques). La théorie à l’origine
de ce concept s’inspire principalement de la psychanalyse relationnelle. Par cet outil, Doran
(2012) vient répondre à la critique fréquente stipulant que les outils mesurant l’alliance
thérapeutique mettent trop l’accent sur les aspects de consensus, confondant ainsi
possiblement les résultats avec des aspects de soumission ou de « fausse » observance pour
satisfaire aux demandes implicites de la situation ou du thérapeute. Leur outil se veut
explicitement opérationnalisé selon une définition alternative et complémentaire à la
définition de Bordin (1979); elle ne vient pas la remplacer. En d’autres mots, il s’agit selon
eux d’une autre dimension de l’alliance. Les énoncés ont été sélectionnés grâce à une analyse
de contenu par des experts suivie d’une analyse factorielle exploratoire. Il y a des items
référant à des attitudes du patient et du thérapeute, formulés à la négative et positivement, de
même que des énoncées couvrant les trois dimensions de l’alliance de travail de Bordin (lien,
objectifs, tâches). Ils réfèrent à l’alliance globale telle que perçue par le patient depuis le
début de sa thérapie.
Récemment, une version pour le thérapeute a été publiée (Doran, Gómez‐Penedo,
Safran, & Roussos, 2018). Deux facteurs ont été identifiés grâces aux analyses factorielles
exploratoires: (1) le confort avec les émotions négatives (confort du thérapeute face à
l’expression des frustrations, déceptions ou désaccords du patient envers le thérapeute ou la
22
thérapie) et (2) l’attitude flexible du thérapeute (perception du patient de la capacité du
thérapeute à tenir compte de la rétroaction et des préférences de son patient pour adapter les
stratégies de travail). La corrélation entre ces deux facteurs est de r = 0.34, indiquant une
variance commune de 12%, ce qui suggère que les deux facteurs mesurent des dimensions
différentes (Doran et al., 2012). Dans l’étude de validation initiale, les alphas de Cronbach
étaient adéquats, atteignant .84 pour l’échelle complète, .86 pour le facteur 1 et .81 pour le
facteur 2 (Doran et al., 2012). La validité convergente a été démontrée dans les études de
validation par des corrélations statistiquement significatives et d’amplitude très élevée entre
les scores à l’ANS et ceux de la WAI, avec un r = 0.82 pour les scores totaux (variance
commune de 67%) et r = 0.66 et 0.78 (variance commune de 44 et 61%) pour le premier et
le deuxième facteur respectivement, suggérant que le premier facteur est plus différencié et
unique par rapport à ce que mesure la WAI (Doran, 2016). Cependant, lorsque les scores de
l’ANS étaient dichotomisés en « bas » (un écart-type en dessous de la moyenne, équivalent
à 60/84 dans cet échantillon) et « élevé » (score supérieur à 60/84), les corrélations entre les
scores de l’ANS et de la WAI étaient respectivement de r = 0.49 et r = 0.72 (p non significatif
dans les test T), suggérant que l’ANS révèle des aspects problématiques de la relation
thérapeutique qui ne sont pas capturés par la WAI, comme la soumission et la « fausse
observance », ce qui expliquerait les corrélations moins fortes avec la WAI pour les scores
de l’ANS bas (Doran, Safran, & Muran, 2017). La validité discriminante, de son côté, a été
démontrée par l’absence d’association entre les scores totaux à l’ANS et les types
d’approches psychothérapeutiques et la désirabilité sociale, ainsi que par la très faible
association, mais significative, avec les scores initiaux de psychopathologies (Doran, 2016).
Contrairement à ce qui avait été postulé, le diagnostic était significativement associé aux
scores totaux de l’ANS. En effet, les patients souffrant de trouble de la personnalité avaient
des scores ANS moins élevés que les patients présentant d'autres diagnostics (Doran, 2016).
Finalement, la validité prédictive a été soutenue par une relation statistiquement
significative entre les scores précoces totaux de l’ANS et ceux à la fin de la thérapie sur la
Symptom Checklist 90 (SCL-90; r = -0.31), une échelle de détresse psychologique, et de la
Inventory of Interpersonal Problems 32 (IIP-32; r = -0.30), une échelle du fonctionnement
interpersonnel (Doran et al., 2017). Ces associations étaient beaucoup plus importantes pour
le premier facteur que pour le deuxième facteur, suggérant son potentiel prédictif plus grand
23
(Doran et al., 2017). En regard du modèle générique de l’alliance de Hougaard (1994), on
remarque que cette échelle couvre principalement la contribution mutuelle au lien
collaboratif (50%) et dans une plus faible proportion, la contribution du thérapeute au lien
socioémotionnel (33%). De plus, les questions réfèrent surtout à des attitudes affectives et
comportementales. À notre connaissance, il n’existe pas d’étude portant sur la validation
d’une version française de l’ANS.
Session Rating Scale (SRS)
Le Session Rating Scale (SRS; Duncan et al., 2003) est un questionnaire ultra-bref
autorapporté par le patient portant sur l’alliance thérapeutique. Il est formé de quatre
questions liées à des ancrages de type échelle visuelle analogue, mesurant 10 centimètres, et
associée à des énoncés de valeur opposée, permettant un score total maximum de 40 points
(la cotation se fait en additionnant le score des quatre questions en arrondissant au centimètre
près). Il a été conçu spécifiquement pour être utilisé de façon répétée à chaque séance,
priorisant ainsi la faisabilité (maximiser l’utilisation par les cliniciens) sur les propriétés
psychométriques. Il s’agit donc d’un outil clinique et non d’un instrument conçu pour la
recherche. Il est adapté aux besoins du paradigme de traitement informé par la rétroaction
(Duncan et al., 2003). Paradoxalement, cet outil a été utilisé abondamment dans la recherche
sur les TIR, contredisant de ce fait l’utilisation initialement visée par ses auteurs.
Concrètement, les patients remplissent le questionnaire à la fin de la séance et le
remette immédiatement à leur thérapeute, afin de permettre une discussion ouverte et
immédiate concernant les besoins du patient au niveau du lien socioémotionnel et collaboratif
et de favoriser les ajustements de la dyade. L’outil est inspiré des schémas théoriques de
l’alliance de travail de Bordin (1979) avec son modèle tripartite, ainsi que des propositions
de Gaston (1990) qui a mis l’accent sur l’importance de la congruence entre les croyances du
patient et du thérapeute concernant leur perception des mécanismes de changement en
psychothérapie. Les trois premiers items reflètent chacun une dimension du modèle tripartite
de Bordin, soit la qualité du lien affectif («Je me suis senti écouté, compris et respecté »),
l’entente sur les objectifs (« nous avons travaillé sur ce que je voulais et nous avons parlé de
ce dont je voulais ») et les tâches thérapeutiques (« L’approche du thérapeute me convient »),
alors que le quatrième aborde la satisfaction globale de la séance (« Globalement, la séance
24
d’aujourd’hui m’a convenu »). Ce dernier item vient combler, selon les auteurs, le besoin de
tenir compte du sentiment de confiance que la collaboration sera aidante (confident
collaboration), le facteur le plus fortement associé aux résultats thérapeutiques dans une
étude d’analyse factorielle exploratoire réalisé par Hatcher et Barends (1996) sur les 3
échelles d’alliance les plus utilisées. Dans l’étude de validation initiale, l’indice de cohérence
interne était adéquat, avec un alpha de Cronbach à .88 (Duncan et al., 2003). L’analyse de la
validité convergente démontrait des corrélations statistiquement significatives de r = .48 avec
la Haq-II (Duncan et al., 2003), de r = 0.46 à 0.78 avec la WAI-S (Campbell & Hemsley,
2009; Cazauvieilh, 2018; Janse, Boezen-Hilberdink, van Dijk, Verbraak, & Hutschemaekers,
2014) et de r = 0.57 à 0.65 avec la WAI-SR (Reese et al., 2013). L’étude de Reese et al.
(2013) a également démontré l’absence d’association entre les scores à la SRS et une échelle
de désirabilité sociale, soutenant des éléments de validité discriminante. Pour ce qui est de la
validité prédictive, une corrélation de r = 0.29 (p<.01) a été identifiée entre les scores totaux
à la SRS pour la deuxième séance et les scores finaux de la Outcome Rating Scale (ORS;
Miller, Duncan, Brown, Sparks, & Claud, 2003), une échelle ultra-brève de bien-être
psychologique s’inspirant du Outcome Questionnaire-45 (OQ-45; Lambert et al., 1996). Un
coefficient de détermination faible, mais statistiquement significatif, de R2= 0.02, a
également été identifié entre les scores à la SRS de la deuxième séance et les scores à la SCL-
90, en fin de thérapie (Janse et al., 2014). Dans l’étude de validation initiale de la SRS menée
par Duncan et al. (2003), il est noté que les thérapeutes qui avaient été encouragés à utiliser
une échelle brève d’alliance dans leur clinique l’avaient fait dans 96% des cas avec la SRS
versus 29% pour la version courte (12 questions) de la WAI, soulignant ainsi sa meilleure
capacité à s’adapter au contexte clinique. Évidemment, avec quatre questions seulement, la
SRS couvre peu des différentes catégories du modèle générique de l’alliance de Hougaard
(1994). Les questions sont principalement formulées à la première personne (75%) et
réparties relativement équitablement entre les attitudes affectives, cognitives et
comportementales. Une version traduite en français a été superficiellement validée par
Cazauvieilh (2018) dans sa thèse doctorale, mais cette version n’a pas fait l’objet d’une étude
de validation formelle publiée dans une revue révisée par les pairs.
25
Synthèse
En résumé, le WAI met l’accent sur la contribution commune du patient et du
thérapeute au lien collaboratif; la HAQ-II touche un peu à tous les types de contribution, mais
ne différencierait pas suffisamment les différentes dimensions de l’alliance selon certains
auteurs; la CALPAS priorise la contribution individuelle du patient au lien collaboratif
(particulièrement la capacité au travail); l’ANS touche à la contribution individuelle du
thérapeute au lien socioémotionnel et à la portion commune du lien collaboratif à travers un
filtre conceptuel alternatif de l’alliance; et la SRS, avec ses quatre questions, laisse à
découvert plusieurs section du modèle générique de l’alliance. Finalement, il ne faut pas
oublier que la presque totalité de ces mesures n’ont pas été formellement validées en français.
26
Chapitre 4 : Avancées et controverses – vers une définition modernisée et intégrative
de l’alliance thérapeutique
Afin de limiter les ambiguïtés concernant le concept d’alliance de travail tel que défini
par Bordin, et à la lumière de la révision de l’évolution historique du concept et des
caractéristiques de ses outils de mesure les plus populaires, nous proposons à ce point de
réviser les controverses et les découvertes qui ont fait suite à la proposition de Bordin, afin
de se positionner clairement face à ces dernières et d’intégrer les aspects jugés importants à
notre définition modernisée de l’alliance.
En effet, la science progresse en faisant des distinctions, et nous croyons que ces
précisions réduiront la dérive sémiotique associée à la recherche sur l’alliance et lui
assigneront une identité plus circonscrite. L’idée est donc de faire un retour à la théorie de
Bordin, à la suggestion de Hatcher et Barends (2006), pour en capturer l’essence, et d’y
intégrer les apports de différents chercheurs contemporains de l’alliance. Au final, cette
définition plus précise et cohérente de l’alliance permettra son opérationnalisation dans un
nouvel outil de mesure autorapporté par le patient, ce qui est le principal objectif de cette
étude. Il est à noter que nous utiliserons dorénavant le terme « alliance thérapeutique » pour
référer à la définition modernisée et intégrative de l’alliance, pour ne pas prêter à confusion
avec la définition classique de Bordin, qui réfère à « l’alliance de travail », un concept plus
étroit. Une définition précise de ce que nous entendons par « alliance thérapeutique » sera
présentée à la fin de ce chapitre.
La polémique de la dimensionnalité de l’alliance
Les recherches empiriques tentant de répondre à l’épineuse question de la
dimensionnalité de l’alliance arrivent à des conclusions complexes et parfois contradictoires.
Premièrement, les corrélations typiquement identifiées entre les sous-échelles
(dimensions) de plusieurs instruments de mesure de l’alliance sont souvent très élevées
(Horvath & Luborsky, 1993), ce qui est particulièrement le cas pour les dimensions de
l’entente sur les objectifs et de l’entente sur les tâches thérapeutiques, tel que le démontre,
par exemple, une corrélation de r=0,90 entre ces deux dimensions dans l’étude de validation
initiale de la WAI (Horvath & Greenberg, 1989). Vraisemblablement, les patients ont de la
difficulté à distinguer ces deux aspects du modèle tripartite de Bordin, ce qui a amené
27
plusieurs chercheurs à suggérer de les regrouper dans une seule dimension, qu’ils nomment
de façon différente : le partenariat (Agnew‐Davies et al., 1998), l’entreprise de la thérapie
(Hatcher & Barends, 1996), le lien collaboratif (Hougaard, 1994; Martin et al., 2000), ou le
consensus sur les stratégies de travail (Marmar & Gaston, 1988). Ces données empiriques
portent à croire qu’un modèle bipartite, comportant le lien affectif et le lien collaboratif, serait
plus adéquat pour définir le concept de l’alliance qu’un modèle tripartite.
Deuxièmement, les recherches sur les structures factorielles des trois échelles de
mesure de l’alliance les plus utilisées soutiendraient même un modèle à un facteur général,
responsable d’une grande partie (autour de 37 %) de la variance explicable des scores
d’alliance (Hatcher & Barends, 1996). Cette proposition soulève la possibilité de penser
l’alliance comme un concept unidimensionnel et relativement indifférencié (Salvio, Beutler,
Wood, & Engle, 1992), surtout si l’alliance est mesurée par les patients (par rapport aux
thérapeutes), qui ont tendance à percevoir l’alliance comme une entité plus homogène,
probablement à cause de leur « naïveté » théorique (Agnew‐Davies et al., 1998; Krause,
Altimir, & Horvath, 2011).
Troisièmement, cette même étude (Hatcher & Barends, 1996) met en évidence que
les dimensions théoriques présumées des échelles de mesure les plus populaires de l’alliance
thérapeutique ne sont souvent pas confirmées dans les analyses factorielles exploratoires,
c’est-à-dire que les items les constituant sont distribués dans différents facteurs. À l’opposé,
les dimensions théoriquement postulées peuvent également saturer sur un même facteur,
comme dans l’étude d’Agnew-Davies et al. (1998), où le lien affectif, le partenariat et la
confiance (dimension élaborée à partir de la théorie de l’influence sociale avec des thèmes
comme l’optimisme et la crédibilité de l’expert) cotaient tous très fortement sur le premier
facteur et étaient très significativement intercorrélés (r = 0,85 à 0,87).
Quatrièmement, le nombre de dimensions à inclure dans les outils de mesure ne fait
pas l’unanimité. Bien que le lien affectif et le lien collaboratif (ou partenariat) soient
définitivement les deux dimensions les plus fréquemment théorisées et confirmées
empiriquement, certains auteurs n’incluent qu’une seule de ces dimensions dans leur
instrument de mesure de l’alliance, comme la Therapeutic Bond Scale (Saunders et al., 1989),
qui n’évalue que la portion du lien affectif. Plus encore, certains auteurs n’évaluent qu’une
28
partie très restreinte d’une de ces deux dimensions dans leur opérationnalisation de l’alliance,
comme la Counselor Rating Form (Bachelor, 1987), qui évalue l’alliance à partir du concept
d’influence sociale (confiance, expertise et séduction) de Strong (1968) ou la Meninger
Alliance Scale (Allen, Newsom, Gabbard, & Coyne, 1984), qui n’évalue que la capacité du
patient à travailler en psychothérapie. À l’opposé, d’autres auteurs ont une vision beaucoup
plus large de l’alliance que celle de Bordin et incluent des dimensions diverses comme
l’ouverture (aisance à révéler des préoccupations personnelles et intimes), l’engagement, ou
l’hostilité (Agnew‐Davies et al., 1998; Gaston, 1991; O'Malley, Suh, & Strupp, 1983).
Dans tous les cas, nous pensons qu’un modèle bipartite permet le meilleur équilibre
entre la valeur heuristique et théorique de la décomposition de l’alliance et les avantages de
la simplicité telle que fréquemment mis en lumière par les données empiriques. En effet, le
lien affectif et le lien collaboratif sont les dimensions les plus solidement ancrées dans la
théorie, en particulier dans la conception de Bordin, et ayant reçu le plus de validation
empirique.
Plus précisément, pour la dimension du lien collaboratif, regroupant la négociation
des objectifs et des tâches thérapeutiques, nous inclurons également, en surplus, la
négociation d’un rationnel aux problèmes du patient, que Bordin (1979) incluait
implicitement dans sa dimension reliée aux objectifs, mais que nous croyons digne d’une
mise en relief supplémentaire. Cette distinction trouve notamment son appui dans le concept
de mythe (Frank & Frank, 1993), défini comme un rationnel suggérant une explication
plausible des symptômes du patient. Frank (1993) spécifie que ces mythes (explication des
symptômes menant à la création d’objectifs) et ces rituels (tâches, procédures, approches)
acquièrent leur plausibilité à travers leur lien avec la vision dominante de la culture de la
dyade et qu’elles doivent donc faire l’objet d’une négociation. Par ailleurs, nous n’inclurons
pas la contribution individuelle du patient au lien collaboratif, d’une part car cette dimension
ne fait pas l’unanimité dans la littérature scientifique sur l’alliance, et d’autre part, car une
partie de ses sous-domaines semble être particulièrement sensible aux biais de résultats
(attentes favorables et satisfaction) et que les deux autres (capacité au travail et motivation
du patient) sont davantage corrélés à la sévérité des symptômes et des difficultés
interpersonnelles des patients (Gaston, 1991), ce qui diminue la validité discriminante de
29
l’échelle. La prochaine section abordera en détail de quelle façon nous opérationnaliserons
le lien affectif.
La dimension du lien affectif de l’alliance et sa relation avec le concept plus large de
relation thérapeutique
Dans son article phare de 1979, Bordin offre en fait deux définitions de la dimension
du lien affectif (Hatcher & Barends, 2006). La première fait référence à l’expérience globale
d’appréciation, de confiance et de respect mutuels qui se développent entre les participants
lors de la thérapie, alors que la seconde est plus spécifique et précise. Cette dernière fait plutôt
référence au lien affectif suffisant pour maximiser le travail de collaboration, lequel peut
donc varier en qualité et en quantité selon les types de thérapies (Bordin, 1994). Ainsi, le lien
affectif relié au travail émergerait des besoins et de la motivation à faire le travail
thérapeutique, et il serait facilité par un sentiment mutuel de responsabilité partagée entre le
thérapeute et le patient (Gelso & Carter, 1985). La première définition, plus globale, semble
avoir été retenue par certains chercheurs (Martin et al., 2000), mais cette dernière est
problématique, car elle incorpore de nombreux processus relationnels (respect, chaleur,
appréciation, attachement, acceptation, etc.) sans les lier au cœur de l’alliance, soit le travail
collaboratif délibéré (Hatcher & Barends, 2006). Par exemple, il est possible d’admirer et de
respecter quelqu’un sans nécessairement travailler avec lui sur des objectifs établis
collaborativement (Hatcher & Barends, 1996).
Par ailleurs, la deuxième vision, plus spécifique, précise qu’on ne s’intéresse qu’aux
aspects et qu’au degré du lien affectif qui soutient l’entreprise de travail collaboratif (lien
affectif supportant le travail). Cette définition introduit la possibilité d’un lien affectif
optimal, c’est-à-dire ni trop faible (générant un désengagement), ni trop fort (entravant ainsi
potentiellement l’autonomie et la responsabilisation du patient; Hatcher & Barends, 2006).
De plus, elle favorise la distinction conceptuelle entre la relation thérapeutique et l’alliance.
À ce sujet, il est important de souligner que la plupart des items reliés à la dimension du lien
affectif des échelles de mesure les plus populaires de l’alliance thérapeutique réfèrent
davantage à la définition plus large du lien affectif, et n’ont donc pas de relation claire avec
le travail accompli (Hatcher & Barends, 2006). Plus précisément, la WAI-SR (Hatcher &
Gillaspy, 2006), une version abrégée de la WAI (Horvath & Greenberg, 1989), utilisée dans
30
40% des études sur l’alliance thérapeutique (Martin et al., 2000) et qui est explicitement
basée sur la théorie de Bordin, a trois items sur quatre qui réfèrent à cette définition plus
large : « Je crois que mon thérapeute m’apprécie », « Mon thérapeute et moi nous respectons
mutuellement » et « J’ai le sentiment que mon thérapeute m’estime », alors que l’autre item
est plus cohérent avec la définition plus spécifique du lien affectif : « J’ai le sentiment que
mon thérapeute prend soin de moi-même quand je fais des choses qu’il/elle n’approuve pas ».
Ainsi, par souci de précision et de cohérence théorique, nous privilégions donc une
définition plus circonscrite du lien affectif comme soutenant le travail psychothérapeutique
collaboratif délibéré. Plus précisément encore, bien que l’on puisse identifier trois
contributions au lien affectif dans la relation thérapeutique, soit celle spécifique au patient,
au thérapeute, ainsi que celle qui leur est commune (Hougaard, 1994), nous nous
concentrerons sur la contribution spécifique du thérapeute et ce, pour trois raisons.
Premièrement, nous croyons que, comme le disait Rogers (1957), c’est le thérapeute qui
a la responsabilité structurelle de la thérapie. En d’autres mots, en incarnant les attitudes
affectives facilitatrices dont il sera question ci-bas, il agit comme un modèle de rôle pour le
patient et instaure un climat thérapeutique sécure favorisant l’émergence et l’intégration de
ces attitudes chez le patient, créant ainsi un lien affectif solide (Rogers, 1957). Plus le patient
percevra ces qualités chez son thérapeute, plus il aura tendance à coter le lien affectif, et par
le fait même l’alliance, comme étant robustes. En effet, tel que suggéré par Bowlby (1988),
l’association entre la qualité de l’attachement d’un patient et l’alliance thérapeutique pourrait
être médiée par ces attitudes affectives facilitatrices du thérapeute.
Deuxièmement, les patients, dans les recherches qualitatives, privilégient l’apport du
thérapeute pour décrire les aspects les plus saillants du lien affectif et de l’alliance (Krause,
Altimir, & Horvath, 2011), ce qui sera discuté plus en profondeur plus loin. Cette dernière
constatation peut d’ailleurs être comprise par la tendance générale qu’ont les êtres humains
d’attribuer la cause d’un phénomène perçu à l’autre plutôt qu’à soi (Jones, 1990).
Troisièmement, le fait d’interroger le patient sur sa perception de la contribution du
thérapeute au lien affectif permet à ce dernier de recueillir de la rétroaction de la part du
patient, permettant ainsi des ajustements pour mieux répondre aux besoins affectifs de celui-
ci. Cela s’inscrit tout à fait dans le paradigme du traitement informé par la rétroaction, qui
31
donne au patient une position privilégiée permettant à la dyade d’être constamment dans un
processus d’amélioration continue.
Les contributions spécifiques du thérapeute au lien affectif relié au travail
thérapeutique peuvent être devisées, selon Hatcher et Barends (2006), en deux types de lien :
le lien de potentialisation et le lien d’appréciation. Le lien de potentialisation réfère
principalement à trois attitudes thérapeutiques qui découlent de la théorie de l’influence
sociale (Strong, 1968) et des facteurs communs de Frank (1961, 1993). Ces attitudes sont
probablement plus importantes dans les phases précoces de la thérapie pour combattre la
démoralisation (Frank & Frank, 1993; Hatcher, 2010). Il s’agit de l’engagement, défini
comme le niveau d’implication et de dévouement du thérapeute à aider le patient à atteindre
ses objectifs, de l’optimisme, défini comme la capacité du thérapeute à instiller au patient de
l’espoir et des attentes favorables concertant les résultats thérapeutiques, et de l’expertise,
soit la capacité du thérapeute à transmettre au patient un sentiment de confiance en ce qui a
trait à sa crédibilité et sa compétence professionnelle (Hatcher, 2010).
Le lien d’appréciation réfère aux attitudes affectives facilitatrices du thérapeute,
mises en lumière initialement par les travaux de Rogers (1957), soit l’authenticité, la
compréhension empathique et le regard positif inconditionnel. Ces attitudes relationnelles
demeurent à ce jour la meilleure façon de comprendre les facteurs à la source du lien affectif
se développant entre un thérapeute et son patient (Duncan, 2015). L’authenticité du
thérapeute (taille d’effet sur les résultats thérapeutiques de d = 0,46, k=21; Kolden, Wang,
Austin, Chang, & Klein, 2018) fait référence à son niveau d’intégration et de congruence,
c’est-à-dire à sa capacité d’être librement et profondément lui-même dans la relation, en
contact avec sa véritable expérience, moment par moment, et non en se présentant sous une
façade, consciemment ou inconsciemment (Rogers, 1957). Des auteurs proposeront plus tard
une séparation entre sa composante intrapersonnelle, soit la pleine conscience de ses
expériences et l’acceptation de celles-ci, de sa composante interpersonnelle, soit son
actualisation dans la relation par une transmission verbale et comportementale transparente,
mais respectueuse et avec tact, de ses émotions et pensées (Kolden et al., 2018). Le regard
positif inconditionnel (taille d’effet sur les résultats thérapeutiques de g = 0,36 , IC 95% =
0,28-0,44 , k=64; Farber, Suzuki, & Lynch, 2018) devrait, selon certains auteurs (Barrett-
32
Lennard, 1986; Gurman & Razin, 1977), être divisé en deux sous-concepts, soit
l’appréciation et l’acceptation inconditionnelle, tel que soutenu par des analyse factorielles
du Relationship Inventory de Barrett-Lennard (Cramer, 1986; Walder & Little, 1969). Plus
précisément, la première attitude, l’appréciation, se définie par un désir chaleureux de
prendre soin d’un autre être humain perçu comme ayant de la valeur et de l’intérêt, alors que
la deuxième, l’acceptation inconditionnelle, se traduit par une acceptation non possessive et
non évaluative de chaque aspect de l’expérience du patient (autant ses « bons » et ses
« mauvais » côtés), considéré comme une personne entière et séparée du thérapeute (Rogers,
1957). Finalement, la compréhension empathique (taille d’effet sur les résultats
thérapeutiques de d = 0,58, k=82; Elliott, Bohart, Watson, & Murphy, 2018) consiste en la
capacité du thérapeute à ressentir et à communiquer avec sensibilité l’expérience complète
(consciente et inconsciente) du patient, en adoptant son cadre de référence, sans la confondre
et la teinter de sa propre expérience (Rogers, 1957). Fait important, la façon dont les patients
perçoivent l’empathie de leur thérapeute est assez idiosyncratique; certains l’expérimentent
comme une connexion affective, alors que d’autres la décrivent comme une compréhension
cognitive ou comme une expérience de réconfort nourrissant (Bachelor, 1988).
De fait, ces 7 attitudes du thérapeute, soit l’engagement, l’optimisme, l’expertise
l’authenticité, l’appréciation, l’acceptation inconditionnelle et la compréhension empathique,
seront utilisées comme référents pour bâtir les énoncés de la dimension lien affectif de notre
outil de mesure de l’alliance, que nous nommerons lien socioémotionnel à partir de
maintenant pour refléter la contribution respective du lien de potentialisation (influence
sociale) et du lien d’appréciation (attitude émotionnelles facilitatrices) à cette dimension.
Négociation versus consensus
Safran, Muran et ses collègues étudient les ruptures de l’alliance depuis 1990, qu’ils
définissent comme les tensions qui se développent dans l’alliance thérapeutique, dues à des
désaccords à propos des objectifs ou des tâches de la thérapie ou à des problèmes dans la
dimension du lien affectif (Safran, Crocker, McMain, & Murray, 1990). Influencée par le
courant herméneutique et la psychanalyse relationnelle de Aron (2013) et Mitchell (2014),
leur théorie exploite et enrichie le principe de Bordin voulant que la gestion des fluctuations
de l’alliance est au cœur du processus thérapeutique. Ils redéfinissent donc l’alliance comme
33
un processus dynamique et fluctuant de négociations intersubjectives constructives entre les
besoins du thérapeute (notamment d’agentivité versus d’affiliation) et ceux du client, en ce
qui a trait aux objectifs et tâches thérapeutiques de même que pour les aspects du lien affectif,
qui sont trois processus interdépendants (Safran, Muran, & Proskurov, 2010). Par
conséquent, ils répondent à une critique commune voulant que le construit d’alliance de
travail soit devenu submergé par l’aspect consensuel (Cushman & Gilford, 2000). En mettant
trop l’accent sur cet aspect, on négligerait de l’information critique concernant l’expression
des émotions négatives (déceptions, frustrations) envers le thérapeute (lien affectif) ou le
processus (désaccords sur les objectifs ou les tâches ou préoccupations par rapport à la
progression). Ainsi, il ne serait pas possible de procéder à la réparation des tensions ou des
ruptures d’alliance qui découlent de ces négociations (Doran, 2016), jugées nécessaires, voire
centrales à la construction de l’alliance et ultimement, du changement (Norcross &
Wampold, 2011). Pour eux, le processus de négociation (par opposition à l’accord ou au
consensus) représente davantage l’enjeu central du développement de l’alliance.
Citant entre autres la WAI ( Horvath & Greenberg, 1989) pour illustrer les
problèmes associés à un focus excessif sur l’obtention d’un consensus, ils soulèvent la
possibilité que plusieurs outils mesurent possiblement une pseudo-alliance, c’est-à-dire une
compliance motivée par des attitudes de soumission à l’autorité dans le but de maintenir
l’harmonie de la relation ou pour ne pas nuire aux besoins de l’autre (Doran, 2016). Ces
hypothèses ont d’ailleurs reçu des appuis empiriques (Soygüt, Nelson, & Safran, 2001). Ce
phénomène participe fort probablement à l’effet plafond observé dans la mesure du niveau
d’alliance coté par les patients (Barber, Connolly, Crits-Christoph, Gladis, & Siqueland,
2009). On peut penser que la mesure d’une alliance basée sur la négociation plutôt que sur le
consensus pourrait corriger ce problème, car les traits de dépendance et le désir de plaire
devraient au contraire se manifester par un plus faible endossement des items visant
l’expression d’émotion négative et la confrontation. Cela permettrait donc une plus grande
variabilité (variance) des scores ainsi qu’une plus grande sensibilité au changement. Dans un
autre ordre d’idée, en positionnant le thérapeute comme un distributeur de connaissances et
les patients comme des « récepteurs » compliants de techniques (Cushman & Gilford, 2000),
le système de soin actuel, centré sur le patient, pourrait également participer à cette obsession
34
de l’accord et du consensus, influençant implicitement le façonnement des échelles
d’alliance.
Fait intéressant, un outil de mesure a récemment été élaboré pour capturer cette
modification dans la théorie de l’alliance (Alliance Negociation Scale; Doran, Safran,
Waizmann, Bolger, & Muran, 2012), mais n’a pas été traduit ni validé en français. Il s’agit
d’une mesure à 12 items destinée au patient, possédant une échelle de réponses de type Likert
en sept points, que nous avons décrite en détail plus haut. Cependant, nous croyons que cette
échelle, bien qu’elle constitue un avancement significatif et bénéfique à la circonscription du
concept de l’alliance, gagnerait à être plus spécifiquement ancrée dans la théorie de Bordin.
En effet, les deux dimensions de l’échelle, constituées de six items chacune, soit le confort
avec les émotions négatives et l’attitude flexible du thérapeute, ne sont pas directement
reliées au modèle tripartite de Bordin (lien, buts, tâches), ni au modèle bipartite de l’alliance
tel que proposé ci-haut (lien affectif et collaboratif). Selon nous, il en résulte un manque de
cohérence théorique. Ainsi, cet outil se retrouve à évaluer un « autre type » d’alliance. Il
serait donc souhaitable de créer un outil qui intègre l’aspect de négociation à l’aspect de
consensus (actuellement surreprésenté dans les instruments) dans la définition de l’alliance,
plutôt que de favoriser la pluralité des visages du concept. Finalement, quatre des six items
portant sur l’attitude flexible du thérapeute sont très redondants, ce qui augmente la
cohérence interne du construit mesuré, mais qui restreint la possibilité de mesurer d’autres
aspects importants de l’alliance: « I feel that my therapist tells me what to do, without much
regard for my wants or needs. », « My therapist is inflexible and does not take my wants or
needs into consideration. », « My therapist is rigid in his/her ideas regarding what we do in
therapy. », « I feel like I do not have a say regarding what we do in therapy. » ; Doran et al.,
2012).
La dimension temporelle
L’alliance a été mesurée selon différentes dimensions temporelles, même si les
instruments utilisés pour la mesurer n’étaient pas toujours appropriés au format temporel
choisi. Ainsi, des chercheurs (Crits-Christoph, Gibbons, Hamilton, Ring-Kurtz, & Gallop,
2011) assument que l’alliance est un facteur relativement stable à travers le cours du
traitement, alors que d’autres (Falkenström, Granström, & Holmqvist, 2013; Rubel,
35
Rosenbaum, & Lutz, 2017; Zilcha-Mano et al., 2016) ont investigué ses variations de séance
en séance. Selon ces derniers, l’alliance est un processus dynamique et fluide dont les
oscillations sont fréquentes, voire même souhaitables, pour favoriser le changement. À
l’image des oscillations du rythme cardiaque, l’alliance devient une mesure du « pouls » de
la thérapie. À ce sujet, une étude a identifié qu’un pattern temporel en « V », constitué de
brefs fléchissements et remontées des scores d’alliance (marqueurs hypothétiques de rupture
et de réparation de l’alliance) était associé à davantage de gains thérapeutiques (Stiles et al.,
2004). Ainsi, il ne semble pas suffisant de connaitre la force de l’alliance à un point statique
dans le temps; les données sur sa trajectoire dans le temps sont plus informatives pour prédire
le succès thérapeutique (Kivlighan & Shaughnessy, 1995), comme le démontre une étude où
les scores d’alliance statiques à la troisième séance n’expliquaient que 5% de la variance des
résultats thérapeutiques comparativement à 15% lorsque l’on agrégeait les scores des
sessions trois à neuf (Crits-Christoph et al., 2011). Il apparait donc important de considérer
cette vision plus microscopique de l’alliance lors de l’élaboration d’un outil modernisé de sa
définition, en s’assurant notamment que les énoncés du questionnaire s’appliquent à toutes
les phases de la thérapie, et pas seulement à la phase précoce du traitement, ce qui est souvent
le cas des items des échelles les plus populaires. Par exemple, les items issus du WAI « Mon
thérapeute et moi collaborons pour établir les objectifs de ma prise en charge » ou encore
« Mon thérapeute et moi nous sommes mis d’accord sur le type de changement qui serait bon
pour moi » sont très pertinents en début de thérapie, mais perdent de leur utilité après
quelques séances.
L’apport des approches qualitatives « bottom-up »
Les données provenant de plusieurs recherches qualitatives démontrent que la façon
dont les patients perçoivent la relation thérapeutique, et notamment l’alliance de travail, n’est
pas complètement capturée par les échelles existantes (Bachelor, 1995; Bedi, 2006; Mohr &
Woodhouse, 2001). Or, selon plusieurs chercheurs dans le domaine (Horvath, 2001; Horvath
& Luborsky, 1993), la perception qu’ont les patients de l’alliance serait plus homogène et
relativement indépendante de l’orientation théorique de leur thérapeute, contrairement à ces
derniers. La naïveté théorique du patient lui permettrait donc de faire des jugements basés
sur son expérience, sans filtre conceptuel venant biaiser ses perceptions (Horvath &
Greenberg, 1986), ce qui souligne l’intérêt de s’intéresser à leur vision pour inspirer la
36
construction d’échelle de mesure de l’alliance telle que perçue par le patient (Bedi, 2006).
Pour les patients, les caractéristiques du thérapeute, particulièrement en ce qui a trait aux
aspects socioémotionnels, seraient plus importantes pour créer une bonne alliance que les
aspects de mutualité et de collaboration, pourtant centraux dans les formulations théoriques
et empiriques de l’alliance (Bedi, 2006; Krause et al., 2011). Les patients sont donc davantage
sensibles aux contributions du thérapeute à l’alliance, bien qu’ils deviennent bien souvent
plus conscients de leur propre contribution dans les phases plus tardives du traitement
(Krause et al., 2011). En effet, si le thérapeute ne facilite pas l’établissement de cette
connexion affective dès les premières rencontres, les patients abandonnent souvent la
thérapie (Krause et al., 2011), soulignant de fait sa prime importance dans l’élaboration
précoce de l’alliance. Par ailleurs, ces constats mettent en lumière l’aspect asymétrique de la
relation thérapeutique. En effet, la contribution de chacun des participants à l’alliance n’est
pas équivalente, mais complémentaire et c’est le thérapeute qui en a la responsabilité
structurelle (Krause et al., 2011).
Dans cette optique, afin de créer un outil de mesure de l’alliance autorapporté par le
patient, il serait donc pertinent de miser davantage sur les contributions du thérapeute à la
formation de l’alliance plutôt que sur celles du patient ou de la dyade, à tout le moins pour
ce qui est du lien socioémotionnel. Il faudrait aussi miser davantage sur des items décrivant
des attitudes affectives (par opposition aux aspects cognitifs et comportementaux) de
l’alliance, ce qui n’est pas le cas des trois instruments les plus utilisés, qui maintiennent un
ratio équilibré (Krause et al., 2011). Finalement, même si plusieurs chercheurs tentent de
créer des items mettant en lumière des aspects de l’alliance qui sont moins directement
biaisés avec la satisfaction des services ou une anticipation de résultats positifs, Hatcher et
Barends (1996) suggèrent qu’on ne devrait pas éliminer toute trace du sentiment d’utilité
clinique ou d’espoir dans la définition opérationnelle de l’alliance. En effet, d’un point de
vue expérientiel, à la fois les patients et les thérapeutes conçoivent le changement comme
étant inextricablement et réciproquement lié à l’alliance (Krause et al., 2011).
L’influence du traitement informé par la rétroaction
La popularité croissante des thérapies informées par la rétroaction (TIR), se basant
sur le paradigme des preuves fondées sur la pratique (Lambert & Shimokawa, 2011), a fait
37
émerger le besoin de créer des instruments de mesure relativement brefs, voir « ultra-brefs »,
afin de monitorer la perception du patient de son progrès et de l’alliance thérapeutique. En
effet, la qualité du progrès et le niveau d’alliance précoce sont de bons prédicteurs des
résultats thérapeutiques, mais aussi et surtout du risque de détérioration clinique et d’abandon
prématuré (Lambert & Shimokawa, 2011). Comme le simple jugement clinique des
thérapeutes semble nettement sous-optimal pour prédire ces évènements indésirables
(Hannan et al., 2005), la rétroaction du patient pourrait permettre d’identifier plus rapidement
ceux qui se détériorent et/ou qui sont à risque de terminer précocement la thérapie, afin
d’effectuer les ajustements nécessaires pour améliorer leur trajectoire (Lambert &
Shimokawa, 2011).
Par ailleurs, les TIR viennent en quelque sorte mettre en lumière l’importance de
tenter de mesurer l’alliance en action, c’est-à-dire comme un processus dont on peut observer
directement les signes de sa présence. Par exemple, l’énoncé « Nous nous sommes assurés
que nous discutions de sujets reliés à mes objectifs thérapeutiques » incarne ce dynamisme
et mesure un comportement qui témoigne directement de la présence de l’alliance en action.
Ces énoncés dynamiques sont également très utiles pour refléter ce que Hatcher et Barends
(1996) ont identifié comme étant le noyau de l’alliance, la « confident collaboration », soit
le niveau de confiance et d’engagement de la dyade dans un processus vivant, tourné vers
l’avenir et ressenti comme étant prometteur et aidant. À l’opposé, l’énoncé « J’ai le sentiment
que mon thérapeute m’estime » mesure le phénomène de façon plus indirecte, cet énoncé
représentant soit une cause ou une conséquence, dépendamment du point de vue, de ce
processus émergeant qu’est l’alliance. À notre avis, étant donné le niveau élevé d’abstraction
du concept d’alliance, il est vital d’inclure des énoncés qui abordent à la fois des signes plus
directs de sa présence et d’autres qui décrivent des tenants et aboutissants du phénomène,
c’est-à-dire des causes ou des conséquences de l’alliance.
Malheureusement, le nombre d’instruments de mesure de l’alliance adaptés aux TIR
sont peu nombreux et sont souvent caractérisés par des qualités psychométriques discutables.
À titre d’exemple, la Session Rating Scale (SRS; Duncan et al., 2003), décrite plus haut, est
un des outils les plus utilisés pour recueillir la perception de l’alliance des patients, tel que le
démontre les 45 000 thérapeutes (excluant les licences de groupe) enregistrés au système y
38
étant attaché et provenant d’une vingtaine de pays (Østergård, Randa, & Hougaard, 2018).
Toutefois, malgré sa grande popularité, cette échelle de mesure a des faiblesses
psychométriques qui diminuent son utilité clinique. En effet, la SRS n’est composée que de
quatre items (évaluant le lien affectif, l’entente sur les objectifs, l’entente sur les tâches et
l’alliance globale) cotés sur une échelle visuelle analogue variant de zéro à 10. Ces items sont
soit peu spécifiques (« Globalement, la séance d’aujourd’hui m’a convenu »), traitent de
différents concepts amalgamés dans un même item (« je me suis senti écouté, compris et
respecté »), ou ne réfèrent pas à l’aspect collaboratif, encore moins à la négociation de
l’alliance (« Nous avons travaillé sur ce que je voulais et nous avons parlé de ce que je
voulais », un item sensé référer à la négociation des objectifs). Ce questionnaire, tout comme
la WAI, présente un effet plafond important, comme en témoigne des scores au 25ème
percentile variant entre 34 et 36 sur 40 en population clinique dans l’étude de Cazauvieilh
(2018) et par le faible pourcentage (24%) des patients de l’échantillon normatif américain
de Duncan et al. (2003) qui avaient un score inférieur à 36 sur 40 (moins de 9% des patients
ayant un score de 33 sur 40 ou moins à chaque séance). De plus, chaque item supposé mesurer
une des dimensions du modèle tripartite de Bordin (1979) ne corrèle que moyennement et de
façon très variable selon les études aux sous-dimensions des échelles de la WAI (r = 0,32 à
0,82; Campbell & Hemsley, 2009; Cazauvieilh, 2018; Janse, Boezen-Hilberdink, van Dijk,
Verbraak, & Hutschemaekers, 2014), soulignant ainsi leur faible pouvoir de discrimination.
Considérant le tout, nous pensons que de créer un outil de mesure s’appuyant
clairement sur un modèle théorique moderne de l’alliance et utilisant des techniques
métrologiques de pointe pourrait répondre à un besoin important d’instruments de qualité
pour mesurer la rétroaction des patients. Tel que mentionné précédemment, son utilisation
dans les TIR justifie également la prédilection arbitraire d’énoncés référant à l’apport du
thérapeute (versus celle du patient) à l’alliance pour construire les énoncés de notre échelle
de mesure. En privilégiant la contribution du thérapeute, c’est-à-dire les éléments sur lesquels
il a du pouvoir, il pourra s’ajuster dans ses interventions et ses attitudes pour maximiser
l’alliance.
39
Synthèse
Face à la dérive sémiotique et au manque de consensus théorique entourant le concept
de l’alliance thérapeutique, nous avons donc privilégié un retour à la théorie de Bordin,
comme il s’agit selon nous du modèle le plus robuste et le plus généralisable, mais nous y
avons apporté des précisions qui modernisent sa définition, basés sur les écueils et les
avancées théoriques et empiriques décrites en détails dans ce chapitre.
Ainsi, l’alliance thérapeutique sera considérée comme processus interpersonnel pan
théorique, dynamique et fluctuant (marqué par des ruptures et des réparations) qui émerge
d’une négociation intersubjective constructive entre les besoins relationnels asymétriques du
thérapeute et du patient, concernant deux dimensions, soit le lien collaboratif (négociation du
rationnel, des objectifs et des tâches) et le lien socioémotionnel spécifiquement nécessaire au
travail collaboratif délibéré. De plus, nous mettrons l’accent sur la contribution spécifique du
thérapeute au lien socioémotionnel (appréciation, acceptation inconditionnelle, authenticité,
compréhension empathique, engagement, optimisme et expertise), comme les recherches
qualitatives sur la perception de l’alliance par les patients le suggèrent, et pour en maximiser
l’utilité dans une perspective de traitement informé par la rétroaction.
Ce mémoire a donc comme principal objectif le développement et la validation d’un
nouvel outil de mesure, le Questionnaire intégratif de l’alliance thérapeutique (QIAT), conçu
pour opérationnaliser cette définition moderne et intégrative de l’alliance thérapeutique.
Avant d’en détailler le processus de création, il convient d’effectuer un survol de la théorie
soutenant le développement d’instruments de mesure.
40
Chapitre 5 : Théorie du développement d’une échelle de mesure
Ce chapitre abordera les différentes étapes et la théorie soutenant l’élaboration d’un
nouvel outil de mesure, soit la circonscription du concept à mesurer, la génération d’un bassin
d’items, le choix du format d’échelle de réponses, la révision des items par un groupe
d’experts, l’administration du questionnaire à un échantillon développemental, l’évaluation
de la qualité des items et de l’échelle, l’optimisation du nombre d’items et la validation finale
de l’outil de mesure.
Étape 1 : Circonscrire clairement le concept à mesurer
La première étape menant au développement d’un nouvel outil de mesure est la
définition claire et précise du concept à mesurer, lequel doit être soutenu par un modèle
théorique solide (DeVellis, 2016). S’il n’en existe pas, un modèle théorique provisoire doit
au minimum être ébauché. Ce construit, qui n’est pas directement observable et mesurable,
sera considéré comme la variable latente « causant » les variations des variables observables
(mesurées), soit les items qui seront élaborés (DeVellis, 2016). Les limites du phénomène à
l’étude doivent être claires et ses relations avec d’autres concepts y étant reliés devraient
idéalement être définies. Finalement, une attention particulière doit être portée au degré de
spécificité (général/abstrait versus précis/concret) avec lequel le concept sera mesuré.
Plusieurs dimensions peuvent être considérées (nature de concept en soi, population cible,
contexte de passation). Pour ce faire, il peut être utile de se demander à quel niveau de
spécificité seront les variables auxquelles le concept en question sera comparé, pour en
faciliter l’interprétation (DeVellis, 2016).
Étape 2 : Générer un bassin d’items
Tout d’abord, de façon générale, à ce stade, il est conseillé de générer un grand
nombre d’items en étant surinclusif et en favorisant la redondance en ce qui a trait au contenu,
mais pas au point d’inclure des items qui ne diffèrent que par leur structure grammaticale
(DeVellis, 2016). Ainsi, en utilisant de multiples items apparemment redondants, on peut
faire émerger par sommation le contenu commun des items et neutraliser les idiosyncrasies
et le contenu non pertinent. DeVellis (2016) recommande de créer initialement environ trois
à quatre fois plus d’énoncés que ce qui est visé dans la version finale du questionnaire, le tout
étant à mettre en relief avec les considérations pratiques associés à la passation de ce grand
41
nombre d’items jugé par des experts ou participants. Évidemment, il faut choisir des items
qui reflètent directement l’intention de ce que l’échelle veut mesurer, chacun de ceux-ci
pouvant être conceptualisé comme un « mini-test » du score total du test. Une fois le premier
jet effectué, il faut évaluer la pertinence (force de la représentativité du concept à l’étude) et
la clarté des items. Plus précisément, il est suggéré d’éviter les énoncés trop longs ou
exprimant deux idées ou plus (« Je supporte les droits civils parce que la discrimination est
un crime contre Dieu »), les doubles négations, les références à des pronoms ambigus et les
modificateurs ou adjectifs accessoires (DeVellis, 2016). De plus, DeVellis (2016)
recommande de choisir un niveau de difficulté de lecture des énoncés (se référer aux tables
de Fry, 1977) équivalent à une cinquième, sixième ou septième année si une population
générale est visée (une phrase moyenne de niveau sixième année contient 15-16 mots et 20
syllabes). Finalement, il faut soupeser les avantages (principalement de limiter les biais
d’affirmation) et les inconvénients (confusion) associés aux énoncés formulés à la négative
pour en justifier leur utilisation. Selon DeVellis (2016), les inconvénients dépassent souvent
les avantages de leur utilisation, ces items performant souvent mal dans les échantillons issus
de la population générale.
Étape 3 : Déterminer le format de la mesure
En premier lieu, il faut mentionner que l’étape du choix du format de l’outil de mesure
devrait se faire en simultané avec la création d’items par souci de cohérence. Les instruments
de mesure peuvent être catégorisés de multiples façons (Hubley & Zumbo, 2013). En lien
avec le sujet de ce mémoire, citons le test autorapporté (test d’attitude, test de personnalité),
les tests basés sur la performance ou une tâche (test d’intelligence, examen de conduite) et
les test observationnels (par un tiers externe à l’expérimentation, par celui administrant le
questionnaire, etc.). Ensuite, de façon générale, les items sont formés de deux parties :
l’énoncé, souvent déclaratif, et les options de réponses, indiquant le degré d’endossement de
l’énoncé. Trois types de formats d’échelles de réponses sont plus souvent utilisés et seront
brièvement décrits. Premièrement, les échelles de type Likert sont constituées d’un énoncé
déclaratif (opinion, croyance, attitude), suivi d’une série d’options représentant le degré
d’endossement de l’énoncé, dont les intervalles devraient idéalement être égaux (DeVellis,
2016). Ces énoncés devraient être relativement « forts » en terme d’intensité, sans toutefois
être extrêmes, en ce sens que c’est à travers les options de réponse que les participants doivent
42
indiquer la modération de leur opinion (DeVellis, 2016). De plus, il faut porter une attention
particulière pour ne pas offenser les participants par le contenu des énoncés. Concrètement,
les choix de réponses peuvent représenter un niveau d’accord (plutôt d’accord, fortement
d’accord), de véracité (un peu vrai, moyennement vrai) ou une fréquence (parfois, souvent).
Les ancrages peuvent également être de type unipolaire (jamais à toujours) ou bipolaire (en
désaccord à en accord) Deuxièmement, les échelles sémantiques différentielles sont
constituées d’un énoncé général invitant les participants à choisir parmi différents
emplacements (classiquement sept à neuf) celui qui caractérise le mieux sa position par
rapport à deux concepts (souvent des adjectifs) de signification opposée, qui sont représentés
aux extrémités d’un continuum (DeVellis, 2016). Ces concepts peuvent être bipolaires
(amical vers hostile) ou unipolaires (amical versus pas amical). Troisièmement, les échelles
visuelles analogues sont très similaires aux échelles sémantiques différentielles, mais une
ligne continue sépare les deux descripteurs, au lieu d’emplacements spécifiques. Le
participant est donc invité à indiquer l’endroit sur la ligne qui représente le mieux son
opinion, expérience ou croyance. Puis, un score est attribué en fonction de la distance
mesurée avec les extrémités, selon un degré de précision défini par l’investigateur. Ce type
d’échelle comporte dans avantages intéressants, comme un plus grande sensibilité au
changement, surtout lorsque celui-ci est intra-individuel (permet de minimiser le biais de
rappel), mais également des désavantages, comme le fait que le choix de l’emplacement est
davantage idiosyncrasique et plus difficile à comparer en interindividuel (DeVellis, 2016).
Si on utilise une échelle de type Likert ou sémantique différentielle, certains critères peuvent
aider à choisir le nombre optimal de choix de réponses, comme le degré de variabilité désirée,
la longueur de l’outil (plus il est long à compléter, plus il devient fatiguant de choisir entre
un nombre élevé de choix de réponse), la capacité des répondant à discriminer entre les choix
offerts et la précision des scores désirée par l’investigateur (DeVellis, 2016). Finalement, un
nombre pair d’options de réponse force un engagement vers une des extrémités et un nombre
impair permet au répondant une position de neutralité ou d’indécision.
Étape 4 : Révision de la sélection initiale d’items par un groupe d’experts
Après avoir convenu d’une définition claire du concept à mesurer et généré un grand
bassin d’items de format approprié au contexte et au contenu, il est fortement suggéré de
demander à un groupe d’experts, c’est-à-dire particulièrement familier avec le domaine
43
concerné, d’évaluer la qualité des items afin d’en maximiser la validité de contenu de
l’échelle (DeVellis, 2016). Pour ce faire, la définition du concept à mesurer, ainsi que de ses
sous-dimensions si nécessaire, leur sont fournies, ce qui leur servira de référence pour
l’évaluation. On peut leur donner l’opportunité de commenter cette définition. Ensuite, les
experts évaluent chacun des énoncés selon leur degré de pertinence (avec le construit général,
plus ou moins ses sous-dimensions) et leur clarté (DeVellis, 2016). On peut également leur
laisser la possibilité d’écrire des commentaires ou des suggestions d’énoncés alternatifs.
Enfin, il peut être intéressant de leur laisser un espace pour émettre leurs commentaires
généraux sur l’échelle et indiquer si des aspects importants du construit à l’étude ne sont pas
couverts par les items. Au final, il est de la responsabilité de l’investigateur d’accepter ou de
refuser les suggestions des experts.
Étape 5 : Administrer le questionnaire à un premier échantillon
Afin de pouvoir évaluer les qualités psychométriques du nouvel outil de mesure
fraichement élaboré, un échantillon doit être recruté pour procéder à la validation du
questionnaire (DeVellis, 2016). DeVellis (2016) suggère qu’un groupe de 300 participants
(possiblement moins si l’échelle comporte moins de 20 items) permet de minimiser les
conséquences d’un échantillon trop petit, soit principalement des patrons de covariations (et
donc un coefficient alpha et une structure factorielle) instables. Pour sélectionner un
échantillon approprié, il faut s’assurer qu’il soit représentatif de la population à qui l’outil de
mesure sera administré. Par ailleurs, d’autres questionnaires devraient optimalement être
inclus dans la batterie de tests administrés à l’échantillon choisi afin de pouvoir étayer la
validité du questionnaire, classiquement au moins un questionnaire pour tester la validité
convergente (un test mesurant le même construit que celui à l’étude ou y étant fortement
relié) et un questionnaire pour tester pour la validité divergente (typiquement une échelle de
désirabilité sociale). Un questionnaire sociodémographique est également fréquemment
administré au début de la série de test afin de bien caractériser l’échantillon.
Étape 6 : Évaluation de la qualité des items
Après avoir administré le test à un échantillon suffisamment grand et représentatif, il
est maintenant temps d’évaluer les performances individuelles des items et du test dans son
ensemble afin d’en sélectionner les meilleurs.
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Il existe plusieurs modèles théoriques de la mesure sur lesquels il est possible de
s’appuyer pour faire l’évaluation des items, mais les plus populaires sont de loin la théorie
classique des tests et la théorie de la réponse aux items (Hubley & Zumbo, 2013).
Pour effectuer l’analyse des items en théorie classique des tests (TCT), plusieurs
indicateurs sont utilisés. D’abord, la matrice des corrélations inter-items est étudiée afin
d’identifier les items qui sont très peu (voir pas du tout) corrélés avec les autres items du test,
ou qui démontrent des corrélations positives avec certains items et des corrélations négatives
avec d’autres. Si ces patrons sont identifiés, cela suggère que lesdits items renvoient à une
partie du construit (ou carrément à un autre construit) qui n’est pas bien représenté par les
items du test (Hubley & Zumbo, 2013). Les patrons de corrélations inter-items aident
également à expliquer les corrélations item-total plus basses, généralement définies à moins
de .30, valeur à partir de laquelle on doit remettre en question la capacité de l’item à
représenter le construit. On utilise souvent les corrélations item-total corrigées, qui n’incluent
pas dans le total l’item en question, ce qui a davantage d’impact lorsque le nombre total
d’items est faible (Hubley & Zumbo, 2013). Cet indicateur précise donc à quel point l’item
est un bon « mini-test » de l’échelle dans la globalité et aide à la sélection des items qui
formeront l’échelle finale. Ensuite, le coefficient alpha, représentant la proportion de
variance attribuable au score vrai de l’échelle, un indice de fidélité, est calculé. Un alpha
entre .70 et .80 est généralement considéré comme respectable (acceptable), entre .80 et .90
comme très bon (appréciable), alors que des valeurs significativement supérieures à .90
devraient soulever la possibilité de raccourcir l’échelle (DeVellis, 2016). Puis, en analysant
le « alpha si item éliminé », soit le coefficient de cohérence interne alpha calculé sans l’item
analysé, permet d’identifier les items pour lesquels ce paramètre est plus élevé que le alpha
de base, ce qui en suggèrerait fortement l’élimination ou la révision; puisque l’échelle semble
plus fidèle sans cet item. Pour évaluer la qualité d’un item, il est également suggéré
d’analyser sa variance, cette dernière devant être suffisamment élevée pour permettre de
bonnes corrélations entre les items (DeVellis, 2016). L’indice de difficulté, quant à lui défini
la proportion de répondants ayant répondu correctement à l’item (c’est-à-dire dans le sens du
construit mesuré), ou la moyenne divisée par le score maximum à un item s’il s’agit d’une
échelle de réponse polytomique, permet de vérifier à quel point les énoncés sont endossés
correctement (ou fortement) par les répondants et d’ajuster la sélection des items finaux en
45
fonction des buts de l’échelle (Hubley & Zumbo, 2013). Par exemple, est-il important d’avoir
des items couvrant un large spectre du construit mesuré ou s’intéresse-t-on à discriminer
entre des individus qui possèdent un niveau élevé versus très élevé de la variable latente à
l’étude? Finalement l’index de discrimination est une mesure de l’efficacité d’un item à
discriminer entre un score faible et un score élevé au test (Hubley & Zumbo, 2013). Cet
indice est généralement maximisé lorsque l’indice de difficulté d’un item est près de .5. En
TCT, ces deux indices dépendent de l’échantillon auquel les items ont été administrés. Afin
d’avoir des paramètres stables en TCT, un nombre minimal de 200 participants est
généralement recommandé (Hubley & Zumbo, 2013).
En théorie de réponse aux items (TRI), un grand nombre de répondants est nécessaire
(souvent au moins 500) afin de satisfaire les conditions d’utilisations (monotonicité,
unidimensionnalité, indépendance locale) plus strictes qu’en TCT (Hubley & Zumbo, 2013).
Ce grand nombre de répondants permet de calculer des paramètres qui sont considérés
indépendants de l’échantillon et de créer des courbes caractéristiques d’items et d’options
qui représentent la probabilité d’endosser l’item ou l’option selon le niveau de la variable
latente (thêta). Ces courbes peuvent être définies par un maximum de 3 paramètres.
Premièrement, le niveau de difficulté, b, représente le niveau de thêta (variable latente) où la
probabilité d’endosser l’item (ou l’option) est de 50%. Il s’agit également du point
d’inflexion de la courbe de régression. Deuxièmement, l’indice de discrimination, a,
représente la pente de la courbe au point d’inflexion b, et donc la capacité de l’item, ou de
l’option, à discriminer entre les différents niveaux de la variable latente; cet indice étant
toujours maximal à b : plus on s’éloigne de b, plus la pente s’aplatie. Finalement, l’indice de
chance, c, est utilisé pour modéliser la probabilité de sélectionner la bonne réponse même
quand le niveau de la variable latente est infiniment petit; il s’agit de l’asymptote de la courbe.
Par ailleurs, au contraire de la TCT qui ne permet le calcul que d’un estimateur singulier de
la fiabilité, la TRI permet le calcul de la fonction d’information pour chacun des items du
test, indiquant le degré de précision des items selon le niveau de la variable latente (Hubley
& Zumbo, 2013).
46
Étape 7 : Optimiser la longueur de l’échelle
Après avoir analysé les caractéristiques des items, il est possible, voire souhaitable,
dans plusieurs instances de diminuer la longueur de l’échelle de mesure en sélectionnant les
items les plus performants selon le modèle théorique utilisé et la fonction de l’outil. Pour ce
faire, un équilibre doit être identifié entre l’acceptabilité (brièveté) de l’échelle et de bonnes
qualités psychométriques.
Étape 8 : Validation de l’échelle de mesure
À ce point, on peut maintenant procéder à l’étude de la validité de l’échelle, c’est-à-
dire effectuer un jugement évaluatif intégré du degré auquel l’évidence empirique et les
rationnels théoriques étayent les interprétations et les actions basées sur un score associé à
une échelle de mesure (Hubley & Zumbo, 2013). Hubley et Zumbo (Hubley & Zumbo, 2011)
proposent un modèle unifié et intégré de la validité où de multiples facettes peuvent être
analysées afin de venir soutenir la signification et les qualités des inférences attribuées à
l’échelle. Les facettes les plus importantes et populaires seront analysées dans ce mémoire,
soit la fidélité, la structure factorielle, l’évidence de contenu, l’évidence de construit et
l’évidence critérielle.
La fidélité d’un test réfère à sa capacité à donner des résultats (scores) reproductibles
ou en d’autres mots, à être libre d’erreurs de mesure (Hubley & Zumbo, 2013). Une échelle
avec une bonne fidélité est une condition nécessaire, mais non suffisante à une échelle valide
(Hubley & Zumbo, 2013); elle est donc souvent évaluée en premier lieu. Il existe trois types
principaux de mesure de la fidélité. Premièrement, la forme équivalence est calculée en
établissant une corrélation entre les scores de deux variantes d’un même test à un même
échantillon. Deuxièmement, la stabilité est établie en calculant la corrélation entre les scores
à un même test administré à deux occasions différentes au même échantillon (test-retest).
Troisièmement, la cohérence interne est définie par plusieurs indices, dont le plus populaire
est le alpha de Cronbach, et reflète le degré de variance des scores qui s’explique par des
différences réelles entre les individus au niveau de la caractéristique mesurée (score vrai) en
rapport avec l’erreur de mesure aléatoire, ou le « bruit » (Hubley & Zumbo, 2013). Avec des
mesures d’observation et de cotation du comportement, on peut également calculer la fidélité
47
inter-juge qui mesure le degré d’accord au niveau du score octroyé par plus d’un observateur
(DeVellis, 2016).
L’analyse de la structure factorielle est une méthode statistique permettant (1) de
découvrir combien de facteurs (variables latentes) expliquent la variance des items d’un test
et (2) de confirmer si les items reflètent bien les dimensions théoriques postulées. Deux
approches sont généralement reconnues; la première approche est dite exploratoire (analyse
factorielle exploratoire) et la deuxième, confirmatoire (analyse factorielle confirmatoire). Il
est important de connaitre la structure factorielle d’un questionnaire car celle-ci affecte la
façon de calculer les scores, la fidélité et la validité des inférences de ce dernier (Hubley &
Zumbo, 2013). En effet, si l’échelle est multidimensionnelle, il faudra effectuer ces analyses
(fidélité et validité) sur chacune des sous-échelles et un score total ne pourra être utilisé à
moins de démontrer la viabilité d’une structure de deuxième ordre (Hubley & Zumbo, 2013);
cela démontrerait qu’un facteur général « explique » et unie les facteurs de premier ordre.
Finalement, si la structure factorielle empiriquement identifiée corrobore le modèle
théorique, cela étaye davantage la validité de construit.
La validité de contenu évalue le degré auquel les éléments d’un instrument de mesure
sont pertinents et représentatifs du construit ciblé (Hubley & Zumbo, 2013). Dans la plupart
des cas, cela se fait par un groupe d’expert (du domaine en question, de la mesure et
évaluation), qui se positionnent sur le degré de représentativité de chaque item et sur
l’exhaustivité de l’instrument à couvrir le concept ciblé. Il faut également évaluer
l’adéquation de la définition du construit, de même que la qualité des instructions et la
pertinence du format de réponse choisi (Hubley & Zumbo, 2013). Un feedback quantitatif et
qualitatif est souhaitable.
L’évidence de construit s’intéresse à la relation théorique d’une variable (la mesure
du construit à l’étude) à d’autres variables, c’est-à-dire à quel point cette mesure se comporte
de la même façon que le construit théorique qu’elle tente de mesurer et se comporte en lien
avec des mesures établies du même construit ou de construits apparentés (DeVellis, 2016).
Il y a deux types d’évidence de construit. D’abord, l’évidence de validité convergente teste
la force du lien entre la mesure du construit à l’étude et celle d’un autre instrument mesurant
le même construit ou un construit y étant fortement relié, par exemple la dépression et
48
l’anxiété (Hubley & Zumbo, 2013). Ensuite, des mesures de validité discriminante (ou
divergente), quant à elles, ne devraient pas corréler avec l’instrument qui mesure le construit
d’intérêt, car elles réfèrent à des construits théoriquement non reliés, par exemple la
dépression et l’intelligence, ou pour lesquels on cherche explicitement à démontrer une
distinction, par exemple la désirabilité sociale et l’alliance thérapeutique (Hubley & Zumbo,
2013). D’une certaine façon, les mesures discriminantes et convergentes peuvent être
considérées comme étant situées sur un continuum. Dans tous les cas, les corrélations des
mesures discriminantes devraient être significativement plus basses que celles des mesures
convergentes. Aussi, il faut être conscient qu’une partie de la covariation entre deux mesures
peut être causée par le fait que leur méthode de mesure est similaire, et donc deux mesures
convergentes devraient corréler au-delà de ce qui peut être attribué à la similitude de leurs
méthodes de mesure respective (DeVellis, 2016).
La validité critériée démontre le degré de corrélation des scores de l’échelle à l’étude
avec un indicateur de résultats (construit, diagnostic, comportement etc.), c’est-à-dire ce
qu’on tente de prédire avec le nouvel outil de mesure (Hubley & Zumbo, 2013). Il y a deux
types de validité critériée: la validité prédictive et concourante ou concomitante. La validité
prédictive examine à quel point un score d’un test prédit un critère situé dans le futur (par
exemple : succès d’une psychothérapie), alors que la validité concourante, décrit la force
d’une relation avec un critère évalué au même moment, dans le présent.
La validité incrémentielle représente quant à elle l’habileté d’un score d’une échelle
de mesure, en comparaison au score d’une échelle de mesure de référence, à prédire ou
expliquer une partie de variance supplémentaire (dite unique) d’un construit (Sechrest, 1963).
Par exemple, si un nouvel outil mesurant l’alliance thérapeutique permet de prédire une part
supplémentaire de la variance d’un résultat thérapeutique (amélioration symptomatique) à
comparer à une échelle d’alliance déjà existante, on pourra dire qu’il s’agit d’une preuve de
validité incrémentielle, c’est-à-dire que le nouveau questionnaire présente une certaine valeur
ajoutée par rapport à celui auquel il est comparé. Dans ce mémoire, en plus de faire l’étude
de la validité incrémentielle du nouvel outil de mesure en comparaison à celui de référence,
plusieurs autres qualités psychométriques seront comparées afin de mettre en évidence les
apports de l’échelle de mesure créée.
49
Chapitre 6 : Stratégies d’élaboration du QIAT
Ayant déjà élaboré et justifié de façon exhaustive une définition modernisée et
intégrative du construit de l’alliance thérapeutique, la prochaine étape consiste à expliquer le
rationnel ayant conduit au choix du format de l’instrument de mesure opérationnalisant cette
définition, que nous avons nommé le Questionnaire intégratif de l’alliance thérapeutique
(QIAT).
D’abord, étant donné le contexte géographique et culturel dans lequel l’instrument
sera utilisé, soit au Québec, il a été élaboré en français étant donné qu’il s’agit de la langue
officielle et aussi celle parlée par la grande majorité des Québécois (Statistique Canada,
2017). Par ailleurs, étant donné qu’une portion non négligeable de Québécois ont plus de
facilité avec l’anglais (ou ne parle carrément pas le français), une version anglaise du QIAT
a également été conçue à partir d’une traduction effectuée par l’auteur et sa directrice, une
fois les premières étapes de sa conception terminée (avant l’étape de la validation). Ensuite,
bien qu’une version du questionnaire rempli par les thérapeutes ait également été construite,
les énoncés d’attitude ont été élaborés en privilégiant le point de vue du patient, comme
plusieurs études rapportent une tendance favorisant le pouvoir prédictif de l’alliance sur les
résultats thérapeutiques lorsqu’elle est mesurée par ce dernier, versus par un observateur ou
par le thérapeute (Horvath, Del Re, Flückiger, & Symonds, 2011; Horvath & Symonds,
1991). De plus, même si une version référant à l’alliance globale telle que perçue depuis le
début du suivi a été conçue, les énoncés ont été développés dans le souci de pouvoir refléter
des attitudes pouvant se manifester à chaque séance et dans toutes les phases du traitement
(pas seulement au début), afin que le questionnaire puisse être utilisé dans les traitements
informés par la rétroaction et pour pallier au manque d’instrument de qualité mesurant
spécifiquement l’alliance thérapeutique lors de la dernière séance. Aussi, les énoncés ont été
créés dans l’optique d’être indépendants de tout modèle théorique (approche
psychothérapeutique, modèle d’intervention) et de pouvoir être utilisé dans tous les contextes
de relation d’aide, c’est-à-dire non seulement dans un contexte psychothérapeutique, mais
également dans des suivis effectués par des intervenants pour des motifs reliés à la santé
mentale ou au bien-être psychologique (médecin, psychologue, infirmier, travailleur social,
éducateur, etc.). En effet, l’alliance thérapeutique est un concept panthéorique agissant dans
tous les types de relation d’aide. En ce qui a trait au format du questionnaire, nous avons
50
choisi une échelle de type Likert avec des énoncés référant à des attitudes du thérapeute, du
patient ou de la dyade. De plus, les attitudes affectives ont été privilégiées, tel que suggéré
dans les études qualitatives portant sur la perception de l’alliance par les patients, et
contrairement aux questionnaires les plus populaires mesurant ce construit (Horvath &
Greenberg, 1989; Luborsky et al., 1996; Marmar & Gaston, 1988). Nous avons d’abord
choisi un format de réponse à six ancrages, allant de (1) « fortement en désaccord » à (6)
« fortement en accord », car il a été démontré que les options inférieures étaient très peu
endossées et donc très faiblement discriminantes lorsqu’un nombre d’ancrages supérieur à
sept était utilisé pour mesurer l’alliance thérapeutique (Hatcher & Gillaspy, 2006). Aussi, six
choix de réponse permettent d’éviter les tendances centrales, ce que nous voulions éviter.
Finalement, les énoncés ont été élaborés à un niveau de difficulté de lecture de sixième année,
étant donné le niveau d’éducation variable de la population visée par le questionnaire, et
aucun item n’a été formulé à la négative, afin de limiter les biais de confusion, ces items
performant généralement moins bien lorsque le questionnaire est utilisé dans une population
« générale » (DeVellis, 2016). D’ailleurs, Hatcher et Gillapsy (2006) en sont également
venus à cette conclusion lors de la création de leur version courte (WAI-SR) de l’échelle
d’alliance thérapeutique la plus utilisée, la WAI.
Pour déterminer le nombre d’items visé pour la version finale du questionnaire,
plusieurs critères ont été considérés. D’abord, étant donné les deux dimensions
théoriquement présumées dans notre conceptualisation de l’alliance, soit le lien
socioémotionnel et le lien collaboratif, un nombre minimal de six items (trois par dimension)
a été fixé afin de pouvoir tester adéquatement une structure à deux dimensions (Little, 2003).
Ensuite, considérant le nombre de sous-dimensions à couvrir, soit dix au total, et en se
laissant une certaine marge de manœuvre pour bien représenter les facettes de sous-
dimensions plus difficiles à cerner avec seulement un énoncé, un maximum de 15 items a été
fixé. Évidemment, un nombre plus grand d’énoncés aurait pu permettre une couverture plus
exhaustive du construit, mais le souci de brièveté associé à l’intention d’utiliser l’échelle en
clinique et non seulement en recherche a influencé fortement cette décision. Les définitions
de l’alliance thérapeutique, des dimensions du lien socioémotionnel et collaboratif ainsi que
celles des 10 sous-dimensions sont présentées à l’annexe 1 pour des fins de rappel.
51
Ainsi, tel que suggéré par DeVellis (2016), qui recommande la création de trois à
quatre fois plus d’items dans la banque initiale que ce qui est visé pour la version finale du
questionnaire, une cinquantaine d’énoncés ont été générés par l’équipe de chercheurs à l’aide
d’un processus intégratif (s’inspirant des instruments de mesure de l’alliance thérapeutique
déjà existants, principalement ceux décrits dans le chapitre 3), créatif et itératif. Ainsi, cinq
énoncés ont été élaborés pour représenter chacune des dix sous-dimensions. Puis, de ces 50
énoncés, 36 ont été sélectionnés (élimination des items jugés redondants) pour être évalués
par un groupe de dix experts, constitué de psychothérapeutes et de psychologues
d’expérience ainsi que de spécialistes en mesure et évaluation. Ces experts ont également
reçu une liste de consignes ainsi qu’une définition pour chacun des construits évalués
(alliance thérapeutique, lien socioémotionnel et collaboratif ainsi que les dix sous-
dimensions) afin d’analyser les 36 items. D’abord, ils devaient évaluer à quelle dimension
l’énoncé faisait référence. Puis, ils devaient évaluer le niveau de pertinence (sur une échelle
allant de (1) « non pertinent » à (4) « très pertinent ») et de clarté (sur une échelle allant de
(1) « très ambigu » à (4) « très clair »). Finalement, ils avaient la possibilité d’écrire des
commentaires ou des suggestions concernant chacun des énoncés et en lien avec l’outil de
mesure de façon générale. Pour faire partie de la sélection finale, les items devaient avoir un
score de clarté et de pertinence de plus de 3,5/4, être correctement associés à leur dimension
par au moins huit des 10 experts, en plus de couvrir toutes les sous-dimensions. Ainsi, 26 des
36 énoncés ont été correctement associés à leur dimension respective par 100% des experts
et seulement deux énoncés par moins de 75% des experts. Les items ont été jugés pertinents
ou très pertinents dans la grande majorité des cas (moyenne de 3,64/4) et relativement clair
ou très clair dans les mêmes proportions (moyenne de 3,65/4).
À la suite de cette analyse, 14 énoncés ont été sélectionnés à l’aide d’un processus
intégrant les scores (dimension appropriée, pertinence et clarté) ainsi que les commentaires
et suggestions des experts, de même que le jugement de l’équipe de chercheurs, pour former
la version finale du questionnaire. Parmi les 14 items ayant fait la sélection finale, trois n’ont
subi aucune modification, neuf ont subi des modifications mineures pour améliorer leur clarté
et deux des modifications plus importantes afin d’améliorer leur pertinence pour satisfaire
aux critères ci-haut. Chaque sous-dimension est représentée par un item, sauf pour
l’acceptation inconditionnelle, l’empathie, la négociation des objectifs et celle des tâches, qui
52
nécessitaient deux items pour couvrir adéquatement les construits. Ce nombre d’items permet
selon nous un bon équilibre entre la brièveté nécessaire pour une utilisation répétée en
clinique et l’exhaustivité favorisant de bonnes propriétés psychométriques. Tel que
mentionné précédemment, une version « intervenant » (mesurant les mêmes attitudes, mais
du point de vue de l’intervenant), ainsi qu’une version « suivi global » (mesurant les mêmes
attitudes, mais de façon tendancielle depuis le début du suivi) ont ensuite été élaborées en
adaptant légèrement la syntaxe des énoncés. Puis, ces derniers ont été traduits en anglais par
l’équipe de chercheurs.
Pour commencer, une étude de validation préliminaire (échantillon développemental)
de la version française du QIAT-dernière séance et suivi global (client) a été menée afin d’y
apporter les ajustements nécessaires pour l’étude de validation formelle, le cas échéant. Ainsi,
162 canadiens (140 femmes, 21 hommes et un transgenre) maitrisant la langue française,
âgés entre 18 et 63 ans (M = 32.6 ans, É.T. = 10.0) et ayant un suivi individuel actif avec un
psychothérapeute membre de l’ordre des psychologues du Québec (possédant un permis
valide), au moins une fois par mois, pour des motifs reliés à la santé mentale et/ou au bien-
être psychologique ont été inclus dans cette étude préliminaire. Les participants ont été
recrutés par le biais de médias sociaux, de groupes de discussion en ligne et de courriels
institutionnels provenant de l’Université Laval (Québec, Canada) où ils étaient invités à
remplir des questionnaires, de façon anonyme, sur une plateforme sécurisée en ligne
(LimeSurvey). Le recrutement s’est déroulé de novembre à décembre 2019.
Cette phase de l’étude a été cessée précocement en raison de plusieurs problèmes.
D’abord, un effet plafond particulièrement important a été noté pour trois items (2, 4 et 5),
avec des moyennes supérieures à 5.5/6, avec des écarts-types faibles (inférieurs à .75),
signifiant que ces items s’avéraient trop faciles à endosser, ce qui limitait leur variance. Par
conséquent, le contenu de ces items a été modifié légèrement afin de les rendre plus difficiles
à endosser, dans le but d’augmenter la variance des scores totaux du questionnaire.
Ensuite, le format de réponse a été modifié, car les deux options inférieures (fortement
en désaccord et plutôt en désaccord) étaient endossées par moins de 3% des participants pour
plus du trois quarts des items. Ainsi, le nombre de choix de réponse a été réduit à cinq en
regroupant les deux options inférieures. Par ailleurs, pour limiter le risque de tendance
53
centrale, augmenter le pouvoir discriminant des options et favoriser la variance, les ancrages
ont été modifiés pour représenter un niveau de caractérisation de l’expérience plutôt qu’un
niveau d’accord : « Ceci correspond pas du tout/un peu/moyennement/beaucoup/totalement
à mon expérience ».
Par ailleurs, nous avons décidé d’élargir les critères d’inclusion en permettant aux
clients suivis par tous les types d’intervenants (versus seulement par un psychothérapeute),
en autant que le motif soit relié à la santé mentale, de participer à l’étude, pour faciliter le
recrutement et augmenter la puissance des tests statistiques. Par conséquent, le terme
« thérapeute » a été remplacé par « intervenant » dans les consignes et les énoncés de chacun
des items. C’est donc cette version améliorée qui a fait l’objet d’une étude de validation
formelle, dont les étapes seront détaillées dans le prochain chapitre.
Finalement, en ce qui a trait à l’interprétation des scores du QIAT, étant donné les
deux dimensions théoriquement postulées (lien socioémotionnel et collaboratif), nous
anticipions que bien que les scores aux dimensions soient un reflet plus riche et plus
spécifique du niveau d’alliance thérapeutique, que le score total puisse également être
interprété comme le niveau global et général d’alliance. Ainsi, plus les scores s’avèrent
élevés, plus l’alliance thérapeutique peut être interprétée comme étant de qualité.
Les quatre versions initiales ainsi que les quatre versions modifiées (finales) du QIAT
sont présentées à l’Annexe 2 et 3.
54
Chapitre 7 : Méthodologie de l’étude de validation
Objectifs et hypothèses
Après avoir effectué une étude de validation préliminaire du QIAT-DS et du QIAT-
SG et apporté les modifications nécessaires aux questionnaires, nous avons procédé à une
étude de validation exhaustive de ces nouvelles versions. Comme ces deux versions ont des
utilités et des fonctions légèrement différentes, la version « suivi global » étant surtout utile
en recherche, et la version « dernière séance » ayant été entre autres élaborée pour son
utilisation dans les thérapies informées par la rétroaction (TIR), il s’avère essentiel de les
inclure toutes les deux dans ce processus, afin notamment d’en étudier les similitudes et les
distinctions.
Pour ce qui est du QIAT-SG, six objectifs ont été fixés. (1) Premièrement, nous avons
procédé à l’étude des propriétés psychométriques du questionnaire à l’aide de la théorie
classique des tests (TCT) et à une analyse factorielle exploratoire et (AFE) pour sélectionner
les meilleurs items formant la version finale du QIAT-SG. (2) Deuxièmement, la structure
factorielle de la version finale a été testée par analyse confirmatoire, l’hypothèse étant, en
accord avec les modèles théoriques proposés dans la littérature et les études empiriques sur
le sujet (Elvins, 2008; Hatcher, 1996; Horvath, 2018; Krause, 2011), que le modèle à deux
facteurs corrélés (lien socioémotionnel et collaboratif) serait le mieux ajusté aux données. (3)
Troisièmement, la validité de construit a été explorée en étudiant la convergence du score
total du QIAT-SG avec le questionnaire d’alliance thérapeutique le plus populaire et
considéré comme la mesure étalon dans la littérature, soit la WAI-SR (Hatcher & Gillaspy,
2006); un lien positif d’intensité relativement fort était attendu, mais avec des distinctions
suffisantes pour justifier la pertinence de son existence. (4) Quatrièmement, l’absence
d’influence de la désirabilité sociale, du niveau de détresse psychologique, de certaines
caractéristiques du traitement (type de suivi et d’approche psychothérapeutique), des
participants (âge, sexe, niveau d’éducation, motif principal de consultation) et des
intervenants (sexe, concordance du sexe avec client type de professionnel) a été vérifiée afin
d’étayer la validité discriminante de l’échelle. (5) Cinquièmement, la validité critériée
concourante a été explorée en étudiant la relation du QIAT-SG avec la satisfaction des soins
reçus (un lien positif d’intensité modéré à fort étant attendu; Doran et al., 2016; McCabe &
Priebe, 2004) et le niveau de dysfonctionnement de la personnalité (un lien négatif d’intensité
55
léger à modéré étant attendu, surtout avec la composante interpersonnelle; Doran et al., 2016;
Muran, Segal, Samstag, & Crawford, 1994). (6) Sixièmement, une étude comparative avec
le WAI-SR a été menée afin d’étayer sa validité incrémentielle. À cet effet, leurs effets
plafond respectifs, leur variance, la qualité de leur structure factorielle, leur degré de
redondance avec la satisfaction des soins reçus et leur niveau de pertinence en fonction du
nombre de séances ont été comparés.
Pour ce qui est du QIAT-DS, le but principal était créer une version « ultra-brève »
du questionnaire (quatre à six items maximum) afin qu’il puisse être adapté à son utilisation
prévue dans les TIR. (1) Le premier objectif visait à faire une sélection finale se basant sur
une analyse exhaustive et comparative des propriétés psychométriques des items et visant à
minimiser les lacunes observées dans les autres mesures d’alliance déjà existantes ainsi que
d’en maximiser la plus-value, la spécificité et la pertinence, peu importe la durée du
traitement. (2) Ensuite, différentes structures factorielles ont été testées sur la version finale
ultra-brève en analyse confirmatoire afin d’identifier celle qui était le mieux ajustée aux
données. (3) Puis, la validité convergente a été explorée en étudiant la force du lien entre le
QIAT-DS et le SRS (Duncan et al., 2003), un questionnaire ultra-bref de l’alliance
thérapeutique couramment utilisé dans les TIR (Lambert & Shimokawa, 2011), ainsi qu’avec
le SAI (Falkenström, Hatcher, Skjulsvik, Larsson, & Holmqvist, 2015), une version ultra-
brève à six items issus du WAI-SR. Un lien positif d’intensité relativement fort, mais
suffisamment distinct pour justifier l’existence de nouveau questionnaire, était attendu.
Finalement, après avoir complété les mêmes analyses de validité discriminante (4) et
concourante (5) que pour la QIAT-SG, une étude comparative avec le SRS et le SAI
(Falkenström et al., 2015) a complété cette portion de l’étude afin d’en démontrer la validité
incrémentielle (6).
Participants et procédure
Un total de 223 canadiens maitrisant la langue française (196 femmes, 22 hommes,
quatre non binaires et un transgenre) âgés entre 18 et 73 ans (M = 35.1 ans, É.T. = 12.3 ans)
et ayant un suivi individuel actif avec un intervenant, au moins une fois par mois, pour des
motifs reliés à la santé mentale et/ou au bien-être psychologique, ont été inclus dans l’étude.
Les participants ont été recrutés par le biais de médias sociaux, de groupes de discussion en
56
ligne et de courriels institutionnels de l’Université Laval (Québec, Canada) où ils étaient
invités à remplir des questionnaires, de façon anonyme, sur une plateforme sécurisée en ligne
(LimeSurvey). Le recrutement s’est déroulé de novembre 2019 à mai 2020. Les
caractéristiques des participants, des intervenant ainsi que du type de suivi rapporté sont
présentés au Tableau 8.
Tous les participants ont donné leur consentement à ce que les données recueillies
soient utilisées dans le cadre de cette recherche et ils avaient l’option à la fin de la passation
des questionnaires de fournir leur consentement pour que leurs données soient conservées
dans une autre banque de données régit par un cadre de gestion détenue par la directrice de
recherche et ayant reçu l’aval du comité d’éthique à la recherche intersectoriel en
neurosciences et santé mentale du Centre intégré universitaire de santé et de services sociaux
de la Capitale-Nationale. Un incitatif était également fourni sous la forme de trois carte-
cadeaux Amazon d’une valeur de 50$ qui ont été tirées au hasard à la fin de la période de
recrutement pour les participants de l’échantillon communautaire qui désiraient participer au
tirage. Cette étude a été approuvée par le comité d’éthique de l’Université Laval.
Mesures
Un bref questionnaire sociodémographique a été élaboré aux fins de cette étude
(Annexe 6). Les participants devaient y indiquer leur âge, leur sexe, leur pays d’origine, leur
occupation, leur niveau de scolarité, leur motif principal de consultation, le sexe et le titre
professionnel de leur intervenant (avec le type d’approche psychothérapeutique si
applicable), ainsi que le nombre de séances écoulées depuis le début de leur suivi et la
fréquence de ce dernier.
Le Working Alliance Inventory – Short Form Revised (WAI-SR; Hatcher & Gillaspy,
2006) est la version courte la plus récente de la Working Alliance Inventory (WAI; Horvath
& Greenberg, 1989), l’outil de mesure de l’alliance le plus utilisé en recherche (Hatcher et
Gillapsy, 2006), spécifiquement élaboré à partir du modèle théorique tripartite de l’alliance
de travail de Bordin. Il a été conçu pour mesurer 3 dimensions : le lien affectif, le consensus
sur les objectifs et l’entente concernant les tâches thérapeutiques. Il mesure l’alliance globale
telle que perçue par le patient depuis le début de la thérapie. La version WAI-SR est
composée de 12 items choisis à partir des 36 items de la version originale à l’aide d’analyses
57
exploratoires et confirmatoires ainsi que de la théorie des réponses aux items. Il utilise des
choix de réponse de type likert en 5 points, variant entre (1) « rarement » et (5) « toujours ».
Dans cette étude, la version française (Bottemine, 2017) utilisée a démontré des indices de
cohérence interne (alphas de Cronbach) de .94 pour l’échelle globale et de .86, .90 et .91 pour
les trois dimensions citées dans l’ordre ci-haut. Dans cette étude, des modifications légères
ont été apportées à certains énoncés de cette version afin d’homogénéiser l’outil au contexte
québécois et d’en augmenter la cohérence avec la version anglophone originale. La version
ultra-brève à six items de la WAI-SR, le Session Alliance Inventory (SAI; (Falkenström et
al., 2015), élaborée pour en favoriser l’utilisation répétée de séance en séance, a également
été utilisée pour fin de comparaison dans cette étude (α=.88).
L’échelle d’évaluation des résultats de la séance ou SRS (Session Rating Scale; Duncan
et al., 2003; ) est une échelle ultra-brève et autoadministrée en fin de session, qui est destinée
à mesurer les trois dimensions de l’alliance thérapeutique correspondantes au modèle de
Bordin (1979). Elle est formée de quatre questions avec ancrages de type échelle visuelle
analogue mesurant dix centimètres et associée à des énoncés de valeur opposée, permettant
un score total maximum de 40 points (la cotation se fait en additionnant le score des quatre
questions en arrondissant au dixième de centimètre près). Les items mesurent respectivement
la relation entre le patient et le thérapeute, l’entente sur les buts et objectifs de la thérapie,
l’entente sur les tâches thérapeutiques, et une quatrième question est destinée à mesurer la
qualité globale de la séance. Il a été conçu spécifiquement pour être utilisé de façon répétée
à chaque séance, priorisant ainsi la faisabilité clinique sur les propriétés psychométriques, et
est adapté pour les besoins du traitement informé par la rétroaction (Duncan et al., 2003). La
version française de l’échelle (Cazauvieilh, 2018) a été utilisée pour cette étude et a démontré
un indice de cohérence interne de .88.
Le questionnaire de satisfaction du consommateur (CSQ-8; Sabourin, Pérusse, &
Gendreau, 1989) est une traduction française de la version abrégée du questionnaire original
de 18 questions mesurant la satisfaction des clients à l’égard d’un service rendu (Larsen,
Attkisson, Hargreaves, & Nguyen, 1979). Il regroupe les huit items ayant les coefficients de
saturation les plus élevés sur le seul facteur retenu du questionnaire à 18 questions (CSQ-8;
Sabourin, Pérusse, & Gendreau, 1989). Les clients doivent coter leur niveau d’endossement
58
pour chacun des énoncés selon une échelle de réponse de type Likert en quatre points dont
les libellés varient selon les énoncés. Dans cette étude, la cohérence interne a été évaluée à
.94.
L'indice de détresse psychologique (ISP-14;, Boyer, Préville, Légaré & Valois. 1993)
est une version française abrégée du Psychological Symptom Index (PSI), développé par
Ilfeld (1976) lors d'une étude sur le stress et les stratégies d'adaptation. La version originale
du questionnaire comporte 29 items qui mesurent quatre dimensions corrélées entre elles et
souvent associées aux troubles affectifs et anxieux: 1'anxiété, la dépression, 1'irritabilité et
les problèmes cognitifs. Le questionnaire évalue différents symptômes dont le répondant doit
évaluer la fréquence au courant des sept derniers jours allant de « jamais » (0) à « très
souvent » (3). Le seuil « clinique » de détresse psychologique a été établi à 23/42 (cinquième
quintile) dans une étude normative populationnelle au Québec; c’est ce seuil qui sera utilisé
dans la présente étude pour départager les patients présentant une détresse cliniquement
significative, reconnaissant que l’ISP-14 n’est pas un outil diagnostic des maladies
psychiatriques, mais qu’il s’agit d’un bon indicateur d’avoir consulté (rapport de cote =5) ou
d’avoir été hospitalisé (rapport du cote=6) pour un problème de santé mentale dans la
dernière année (Guyon & Lavasseur, 1987). La cohérence interne de l’échelle est de .92 dans
la présente étude.
L’échelle sur le fonctionnement personnel et interpersonnel (EFPI; Gamache, Savard,
Leclerc et Côté, 2019) est un instrument de 24 items qui vise à évaluer le fonctionnement de
la personnalité selon quatre dimensions, soit l’identité, l’autodétermination l’empathie et
l’intimité. Les deux premières dimensions peuvent être regroupées ensemble pour former la
dimension intra-personnelle du dysfonctionnement de la personnalité et les deux suivantes,
sa dimension interpersonnelle. Chaque item est répondu à l’aide d’une échelle de type Likert
à cinq points allant de 0 (« Ceci ne me décrit pas du tout ») à 4 (« Ceci me décrit totalement).
L’EFPI a été validé auprès d’échantillons cliniques et provenant de la population générale
dans une étude de Gamache et al. (2019) qui démontre que les dimensions possèdent une
excellente cohérence interne et que l’instrument a une excellente capacité à discriminer et à
prédire la présence de perturbation sur le plan de la personnalité. À ce titre, le seuil clinique
proposé pour l’échelle globale est de 36,48/96 avec une sensibilité de .80, une spécificité de
59
.82 et un rapport de cote de 18.60 pour détecter un diagnostic de trouble de personnalité
(Gamache et al., 2019). C’est ce seuil qui sera utilisé dans cette étude pour départager les
patients atteints de trouble de personnalité de ceux qui n’en sont pas atteints. La cohérence
interne a été évaluée, dans la présente étude, à .91 pour l’échelle globale, à .87 pour la
dimension personnelle (self) et à .84 pour l’interpersonnelle.
Le Balanced Inventory of Desirable Responding (BIDR; Paulhus, 1984) est un des
questionnaires les plus utilisés pour évaluer la désirabilité sociale. Il est composé de deux
échelles, soit l'autoduperie, la tendance à se décrire de façon honnête, mais biaisée
positivement, et l'hétéroduperie, qui est la tendance à présenter une image favorable de soi à
autrui. Dans cette étude, la version abrégée de 21 items validée en français par D’Amours-
Raymond (2011) a été utilisée. L’individu doit se prononcer sur son niveau d’accord un
utilisant une échelle de type Likert en sept points allant de « Totalement faux » (1) à
« Totalement vrai » (7). Suite aux recommandations de D’Amours-Raymond et al. (2011),
les réponses obtenues ont été recodées de manière dichotomique, les valeurs 6 et 7 indiquant
la présence de désirabilité sociale (coté 1) et les valeurs 1 à 5 en signalant son absence (coté
0). Dans la présente étude, les coefficients de cohérence interne ont été évalués à .71 pour
l’échelle globale et .60 et .67 respectivement pour les dimensions de l’autoduperie (8 items)
et de l’hétéroduperie (13 items).
Analyses statistiques
QIAT-SG
D’abord, les propriétés des items ont été analysées à l’aide de la théorie classique des
tests : moyennes (les plus centrées possibles et avec distribution adéquate) et écarts-type
(moyennement élevés), corrélations inter-items (r entre = 0.10 et 0.90), corrélations items
total corrigées (r > 0.30) et alphas de Cronbach (α > .70 = acceptable; >.80 = appréciable)
pour caractériser la qualité des échelles globales ainsi que de leur sous-dimensions. Ces
analyses ont également été réalisées à l’aide du logiciel SPSS (version 26).
Puis, l’analyse factorielle exploratoire a été menée à l’aide du logiciel SPSS (version
26) en utilisant une méthode d’extraction par analyse en composante principale avec rotation
oblique de type promax afin de tenir compte de la corrélation anticipée entre les facteurs. Les
facteurs ont été retenus si leur valeur propre étaient supérieures à un. Les items, quant à eux,
60
ont été retenus si leur saturation sur un facteur était supérieure à .40 et qu’ils n’avaient pas
de saturation croisée supérieure à .30 (Tabachnick & Fidell, 2013).
Par la suite, considérant les différents modèles théoriques de l’alliance thérapeutique
et les résultats des études empiriques évaluant les outils de mesure tentant de les
opérationnaliser (Elvins, 2008; Hatcher, 1996; Horvath, 2018; Krause, 2011), cinq modèles
de structure factorielle ont été envisagés et si possible testés l’aide d’analyses factorielles
confirmatoires : un modèle à un facteur (Modèle 1), une solution à deux facteurs corrélés
(lien socioémotionnel et lien collaboratif; Modèle 2); une solution à trois facteurs corrélés,
(séparant en deux facteurs le lien socioémotionnel pour former le lien émotionnel et social,
avec le lien collaboratif comme troisième facteur; Modèle 3); un modèle de deuxième ordre
avec les deux facteurs de premier ordre (lien socioémotionnel et collaboratif) reliés à un
facteur général d’alliance thérapeutique (modèle 4); et un modèle bifactoriel avec un facteur
général d’alliance et deux facteurs spécifiques, les lien socio-émotionnel et collaboratif
(Modèle 5). Aussi, si le modèle exploratoire obtenu était différent de ces derniers, celui-ci a
également été testé. Les analyses ont été effectuées à l’aide du logiciel EQS (version 6.4).
Une estimation par maximum de vraisemblance avec option robuste a été utilisée. Les cas
aberrants ont été éliminés selon leur degré de contribution relative au coefficient d’acuité
(kurtosis) normalisé multivarié. Pour déterminer le modèle s’ajustant le mieux aux données,
le critère d’information d’Akaike corrigé (CAIC avec la valeur la plus faible possible), le
non-normed fit index (NNFI >.90 = acceptable, >.95 = appréciable), le comparative fit index
(CFI >.90 = acceptable, >.95 = appréciable) et le root mean square error of approximation
(RMSEA<.08 = acceptable, <.05 = appréciable) ont été utilisés (Byrne, 2006). Une fois le
meilleur modèle identifié, le test de Wald a été utilisé afin de s’assurer que tous les paramètres
estimés étaient significatifs et le test de Lagrange a par la suite permis d’identifier de
potentielles modifications pour améliorer le modèle, si une justification théorique
raisonnable pouvait y être associée.
Pour étayer la validité de construit, des corrélations bivariées ont été réalisées entre
les scores totaux et les dimensions de la QIAT-SG et de la WAI-SR pour la validité
convergente, ainsi que ceux de la BIDR-21 (désirabilité sociale) et de l’ISP-14 (détresse
psychologique) pour la validité discriminante. Dans la même visée, des séries d’ANOVAs
61
pour données non paramétriques (Kruskal-Wallis) ont été réalisées avec les scores totaux au
QIAT-SG comme variable dépendante et différentes caractéristiques des participants (sexe,
âge, niveau de scolarité, type d’occupation, nationalité, motif principal de consultation), des
thérapeutes (sexe, concordance avec le sexe des participants, titre professionnel), et du
traitement (type d’approche utilisée, type de suivi) comme variables indépendantes. Des tests
non paramétriques ont été privilégiés pour la comparaison de groupes étant donné que, pour
la plupart des variables indépendantes testées, certains groupes étaient constitués de moins
de 30 participants.
Pour tester la validité critérielle concourante, des corrélations bivariées ont été
effectuées entre les scores totaux du QIAT-SG et ceux du CSQ-8 (satisfaction des soins) ainsi
que ceux du EFPI (dysfonctionnement de la personnalité) et de ses sous-dimensions.
Finalement, pour tester la validité incrémentielle du QIAT-SG par rapport au WAI-
SR, les scores moyens par item et leurs écarts-types ont été comparés à l’aide de tests t pour
échantillons appareillés et de d de cohen (taille d’effet), afin d’étudier les effets plafond et la
variabilité respective de ces échelles. Ces analyses ont également été effectuées en fonction
du nombre de séances écoulées depuis le début du suivi (1-5, 6-12, 13-30 et plus de 30
séances) afin de comparer la variabilité des scores totaux selon les phases du traitement. Puis,
les statistiques d’ajustement du meilleur modèle identifié en analyse factorielle confirmatoire
ont été comparées, de même que leurs indices de cohérence interne pour l’échelle complète
et celle de chacune de leurs dimensions. Pour déterminer si la valeur du coefficient de
corrélation bivarié entre les questionnaires d’alliance et celui sur la satisfaction des soins
(CSQ-8) différaient, des scores résiduels ont été créés en régressant les scores des échelles
complète et de chacune de leur dimension avec leur homonyme (Gamache, Savard, &
Maheux-Caron, 2018; Maples, Lamkin, & Miller, 2014). Par exemple, le lien émotionnel du
QIAT-SG-10 a été entré comme variable indépendante pour prédire la dimension du lien
affectif du WAI-SR (variable dépendante). Ainsi, chaque score résiduel représente la
variance de chaque échelle ou sous-échelle qui n’est pas partagée avec l’autre : la variance
unique. Ces scores résiduels ont ensuite été corrélés avec les scores totaux au CSQ-8. Les
corrélations ont finalement été comparées en utilisant une transformation r à z de Fisher pour
échantillon dépendant (p<.05, unilatéral). Pour calculer la taille d’effet d’une éventuelle
62
différence significative entre ces corrélations, le q de Cohen a été calculé (<.1 = pas d’effet,
.1 à .3 = petit effet, .3 à .5 =moyen effet et >.5 = grand effet). Ces analyses ont été réalisées
avec le logiciel web VassarStats (Lowry, 2001).
QIAT-DS
Plusieurs critères ont été utilisés pour sélectionner les items formant la version « ultra-
brève » du QIAT-DS. Pour chacun de ces critères, un score (0 = non satisfaisant, 1 =
partiellement satisfaisant, 2 = satisfaisant) a été attribué par l’auteur pour chaque item,
lesquels ont été additionnés pour former un score total par item. Les items avec le score le
plus élevé ont été sélectionnés pour la version finale. Nous visions un minimum de quatre
énoncés et un maximum de six. D’abord, les propriétés des items ont été analysées à l’aide
de la théorie classique des tests. Les items avec les moyennes les plus centrées (1), les écart-
types les plus grands (2) et la corrélation item-total corrigée la plus élevée avec l’échelle
totale (3) et leur dimension (4) se sont vus attribués les meilleurs scores. Puis, les écarts-types
des items ont été comparés en fonction du nombre de séances écoulées depuis le début du
suivi (1-5, 6-12, 13-30 et plus de 30 séances) afin de déterminer ceux qui permettaient une
bonne variabilité et ce, même dans les phases avancées du suivi (5). Ensuite, des corrélations
bivariées ont été effectuées entre le score de chaque item du QIAT-DS et celui de son
homonyme du QIAT-SG pour les suivis ayant terminé la phase initiale du traitement (plus
de cinq séances). Les corrélations les plus faibles se sont vu attribuer les meilleurs scores,
ces dernières étant interprétées comme un signe de variabilité (et de pertinence) des items
peu importe le moment du suivi (6). En effet, il est considéré souhaitable qu’un item mesurant
par exemple l’empathie de l’intervenant lors de la dernière séance ne soit pas trop
parfaitement le reflet de l’empathie de l’intervenant depuis le début du suivi; sinon, il est peu
utile de le mesurer de séance en séance. Par ailleurs, une analyse factorielle exploratoire a
été menée en utilisant une méthode d’extraction par composante principale et rotation oblique
de type promax afin de tenir compte de la corrélation anticipée entre les facteurs. Les items
avec une saturation supérieure à .71 sur leur facteur, jugés excellents (Tabachnick & Fidell,
2013), ont reçu la meilleure cote, et ceux avec une saturation inférieure à .40 ou une saturation
croisée supérieure à .30 (Tabachnick & Fidell. 2013), le score le plus bas (7). Afin de créer
une échelle suffisamment différenciée du WAI-SR pour en justifier l’existence, une
63
corrélation bivariée a été effectuée entre le score de chaque item du QIAT-DS avec le score
total du WAI-SR. Les corrélations les plus faibles se sont vu attribuer les meilleurs scores
(8). Aussi, pour minimiser la redondance de l’échelle avec le construit de satisfaction des
soins, les items avec une corrélation bivariée plus modérée avec le score total au CSQ-8 ont
également reçu les meilleurs scores (9). Ensuite, les items reflétant davantage des aspects de
négociation (confort avec émotions négatives et flexibilité du thérapeute) ont reçu les
meilleurs scores (10), comme ils sont sous-représentés dans les échelles d’alliance (Doran,
2016; Safran, Muran, & Proskurov, 2010).
Finalement, les items ont été analysés à l’aide de la théorie de la réponse aux items
en utilisant le modèle gradué de Samejima. D’abord, pour les deux dimensions, les postulats
d’unidimensionnalité et d’indépendance locale ont été vérifiés. Le postulat
d’unidimensionnalité a été considéré rempli si le premier facteur obtenu à une analyse
factorielle exploratoire des résidus expliquait plus de 50% de la variance totale et que la
valeur propre du premier facteur résiduel (contraste) était inférieure à 2.0 (Bond, 2015). Le
postulat d’indépendance locale a été confirmé par une absence de corrélation supérieure à
.30 entre les résidus des items. Ces deux postulats ont été testés à l’aide du logiciel Winstep
(version 3.0). Puis, à l’aide du logiciel EIRT (version 2.0), des courbes caractéristiques
d’option (CCO) ont été réalisées pour chacun des items afin de vérifier leur degré de
différenciation, c’est-à-dire leur capacité à discriminer d’une option de réponse à l’autre. Les
items avec les CCO les plus discriminantes ont reçu les meilleurs scores (11).
Une fois la sélection finale faite, une série d’analyses factorielles confirmatoires
testant un modèle à un facteur, à deux facteurs corrélés (lien socioémotionnel et collaboratif),
ainsi qu’un modèle de deuxième ordre et bifactoriel a été effectuée avec le logiciel ESQ
(version 6.3) afin de déterminer la meilleure structure factorielle de l’échelle ultra-brève et
d’en déterminer les statistiques d’ajustement. En ce qui a trait à la validité convergente, cette
dernière a été testée à l’aide de corrélations bivariées entre les scores totaux et les scores aux
dimensions du QIAT-DS et ceux de la SRS et de la SAI, soit la version ultra-brève à six items
du WAI-SR. Puis, les mêmes analyses que celles effectuées pour le QIAT-SG servant à
étayer la validité discriminante et concurrente ont été effectuées pour cette version du
questionnaire.
64
Enfin, pour tester la validité incrémentielle de la version ultra-brève du QIAT-DS par
rapport au SRS et au SAI, les scores moyens par item et leurs écarts-types ont été comparés
à l’aide de tests t pour échantillons appareillés et de d de cohen (taille d’effet), afin d’étudier
les effets plafond et la variabilité respective de ces échelles. Ces analyses ont également été
effectuées en fonction du nombre de séances écoulées depuis le début du suivi (1-5, 6-12,
13-30 et plus de 30 séances) afin de comparer la variabilité des scores totaux selon les phases
du traitement. Puis, les statistiques d’ajustement du meilleur modèle identifié en analyse
factorielle confirmatoire ont été comparées, de même que leurs indices de cohérence interne
pour l’échelle complète et celle de chacune de leurs dimensions. Pour déterminer si la valeur
du coefficient de corrélation bivarié entre les questionnaires d’alliance et celui sur la
satisfaction des soins (CSQ-8) différait, la même procédure a été utilisée que pour la
comparaison entre le QIAT-SG-10 et le WAI-SR. Finalement, les trois échelles ultra-brèves
(QIAT-DS, SRS et SAI) ont été analysées à l’aide de la TRI afin d’étudier leur CCO pour en
comparer le pouvoir discriminant, après avoir vérifié les postulats d’unidimensionnalité et
d’indépendance locale pour le SRS et le SAI. Pour ce faire, l’échelle visuelle analogue du
SRS (ayant 101 options) a été convertie en échelle ordinale à cinq (0.0-2.0, 2.1-4.0, etc) et
dix options (0.0-1.0, 1.1-2.0, etc.) de taille égale.
65
Chapitre 8 – Résultats
Avant de débuter les analyses statistiques, un dépistage a été effectué afin d’identifier
les données manquantes et aberrantes. Ainsi, parmi les 290 participants, 254 avaient rempli
au moins le QIAT-SG et le QIAT-DS. Les données de 31 de ces participants ont été
éliminées, soit parce qu’elles ont été considérées aberrantes (6) ou extrêmes (12), soit parce
que les participants ne rencontraient pas les critères d’inclusion : motif de consultation non
relié à la santé mentale (2), fréquence des séances plus grande qu’aux quatre semaines (4) ou
suivis terminés (7). Au final, les données de 223 participants ont donc été analysées. Pour
déterminer si les données étaient aberrantes, des analyses descriptives ont été menées et les
distances de Malhalanobis (données aberrantes multivariées) ont été calculées pour les scores
totaux aux huit questionnaires présentés ci-haut en utilisant un seuil de 26.13 (p<.001).
QIAT-SG
(1) Sélection des items à partir de leurs propriétés en TCT et de l’analyse factorielle
exploratoire
Les résultats de l’analyse des propriétés des items du QIAT-SG à l’aide de la TCT
ainsi que de l’analyse factorielle exploratoire sont présentés au tableau 3. Des valeurs
satisfaisantes ont été obtenues pour toutes les corrélations inter-items (.31 à .69) et les CIT
corrigées avec le score total (.56 à .80) et le score aux sous-dimensions (.57 à 76 pour le lien
socioémotionnel et .65 à .80 pour le lien collaboratif). Les moyennes (difficulté) des items
étaient toutes décentrées, avec des écarts-types généralement proportionnels au niveau de
difficulté. Ainsi, l’item 5 était le plus facilement endossé (M=4.49/5), l’item 4 détenait la
variance le plus faible (ET=.81), tandis que l’item 12 était le plus difficile à endosser et celui
présentant la plus grande variabilité (M=3.74/5, ET=1.19). Les indices de cohérence interne
étaient également tous nettement appréciables, avec des alphas de Cronbach de .94 pour
l’échelle totale et de .91 (lien socioémotionnel) et .89 (lien collaboratif) pour les sous-
dimensions théoriquement présumées qui étaient significativement reliées (r = .80).
Pour ce qui est de l’analyse factorielle exploratoire, deux facteurs ont été retenus,
représentant respectivement 57.21 % (valeur propre de 8.01) et 7.18% (valeur propre de 1.01)
de la variance totale de l’échelle. Les items du lien social (7, 8 et 9), représentant
respectivement l’engagement de l’intervenant, sa capacité à transmettre l’espoir et son
expertise, n’ont pas été retenus dans la version finale de l’échelle comme ils saturaient de
66
façon non suffisamment différenciée sur les deux facteurs (écart de moins de .30). De plus le
niveau de difficulté et les écarts-types de deux de ces items (7 et 9) étaient inférieurs à la
moyenne de l’échelle, justifiant de surcroit leur élimination. Les items 1 à 6 saturaient sur le
même facteur, avec des niveaux jugés comme excellents (supérieur à .71; Tabachnick et
Fidell, 2013) pour deux d’entre eux (items 5 et 6) et très bon (supérieur à .61; Tabachnick et
Fidell, 2013) pour quatre d’entre eux (items 1 à 4). Étant donné l’élimination des items du
lien social, ce facteur a été redéfini comme le lien émotionnel. Quant aux items saturant sur
le deuxième facteur, correspondant tel qu’attendu au lien collaboratif, trois items (10, 11 et
12) avaient des niveaux de saturation jugés comme excellents et deux (13 et 14) comme très
bien. Dans le but de créer deux facteurs représentés par un nombre égal d’items, l’item 5
(« Mon intervenant a été attentif et réceptif à ce que je vivais intérieurement ») a été éliminé
de la sélection finale, comme il était trop facilement endossable (M = 4.49/5) et présentait
une faible variabilité (É.T.=.83). Les indices de cohérence interne de la version finale à 10
items (QIAT-SG-10; Annexe 4.2), bien que légèrement inférieurs à la version initiale, ont
encore une fois des valeurs nettement appréciables, soit de .92 pour l’échelle complète, de
.85 pour le lien émotionnel et de .89 pour le lien collaboratif.
67
Tableau 3
Propriétés des items du QIAT-SG en TCT et saturations factorielles en AFE (n=223)
Corrélations inter-items Saturations
factorielles
No item M ET CIT CIT
dim 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 LSE LC
1 4.24 .92 .76 .75 1.00 .67 .54 .51 .56 .62 .63 .52 .52 .60 .51 .51 .58 .63 .63 .19
2 4.08 .97 .73 .76 1.00 .63 .40 .57 .56 .60 .57 .56 .57 .46 .45 .58 .51 .68 .11
3 3.85 1.17 .61 .63 1.00 .40 .51 .48 .46 .41 .43 .43 .49 .36 .49 .48 .67 .00
4 4.43 .81 .56 .57 1.00 .56 .52 .46 .37 .37 .48 .31 .38 .41 .49 .66 -.04
5 4.49 .83 .71 .72 1.00 .64 .58 .56 .44 .54 .38 .47 .56 .63 .84 -.06
6 4.14 .96 .70 .71 1.00 .59 .53 .45 .52 .45 .43 .59 .58 .77 .01
7 4.38 .89 .79 .75 1.00 .66 .59 .67 .56 .55 .66 .68 .33 .53
8 4.13 1.03 .71 .67 1.00 .55 .65 .49 .47 .60 .61 .30 .48
9 4.28 .94 .67 .63 1.00 .59 .47 .39 .65 .60 .25 .48
10 4.05 1.04 .78 .75 1.00 .62 .59 .65 .69 .14 .72 11 3.76 1.12 .67 .72 1.00 .68 .57 .57 -.20 .93 12 3.74 1.19 .65 .72 1.00 .56 .58 -.08 .80 13 4.05 1.04 .79 .74 1.00 .75 .25 .60 14 4.14 1.06 .80 .77 1.00 .29 .59 M 4.13 1.00
Total 57.77 10.53
R2 .57 .07
α .91. .89
α Total .94
Note. α= alpha de Cronbach; AFE = Analyse factorielle exploratoire en axe principal avec rotation oblique de type promax; CIT=
Corrélation item-total corrigée; CIT dim= Corrélation item-total corrigée par dimension; É.T. = Écart-type; LC = Lien
collaboratif; LES = Lien socioémotionnel; M = moyenne; QIAT-SG = Questionnaire intégratif de l’alliance thérapeutique –
version suivi global; R2=variance totale expliquée par facteur; TCT =Théorie classique des tests
68
(2) Analyses factorielles confirmatoires (AFC)
Les statistiques d’ajustement des données aux différents modèles testés en AFC sont
présentées au Tableau 4. D’abord, étant donné que les items formant le lien social n’ont pas
fait partie de la sélection finale du QIAT-SG-10, le modèle 3 avec trois facteurs corrélés n’a
pas pu être testé. Ensuite, les statistiques d’ajustement n’ont pas pu être calculées pour le
modèle 4 (deuxième ordre) et 5 (bifactoriel) car ils se sont avérés problématiques. En effet,
pour le modèle de deuxième ordre, les termes d’erreur pour les deux facteurs de premier
ordre ne différaient pas statistiquement de zéro, c’est-à-dire que leur variance était
complètement expliquée par le facteur de deuxième ordre. Par conséquent, leur existence
n’était pas justifiée, et le modèle a été éliminé. Ensuite, pour le modèle bifactoriel, la variance
des deux facteurs spécifiques ne se distinguait pas statistiquement de zéro. Ainsi, ces deux
facteurs n’apportaient pas d’information supplémentaire quant à la variance des items au-
delà du facteur général; ce modèle a donc également été éliminé. Le modèle 2 (deux facteurs
corrélés), face au modèle 1 (un facteur), a présenté les meilleures statistiques d’ajustement,
avec un CAIC à -147.14, des niveaux acceptables de NNFI (.937) et de RMSEA (.070) et un
niveau appréciable de CFI (.952). Aucune modification n’a donc été apportée au modèle. Les
paramètres de ce modèle sont présentés au Tableau 5.
(3) Validité convergente
Les résultats des analyses étayant la validité convergente sont présentés au Tableau
6. Tel qu’anticipé, un lien d’intensité fort (r=.81, p<.01) a été observé entre les scores totaux
du QIAT-SG-10 et du WAI-SR, les deux échelles partageant 66% de variance commune, un
niveau suggérant un léger degré de redondance entre les deux instruments, défini par
Tabachnick et Fidell (2013) par une corrélation supérieure à r =.75. Par contre, l’intensité du
lien entre les échelles diminue, se situant directement sur le seuil lorsque les analyses sont
effectuées sur les participants dont la dernière séance remonte à moins d’une semaine (n=
99, r=.75, p<.01, r2=56%).
69
Tableau 4
Statistiques d’ajustement du QIAT-SG-10 aux différents modèles testés en AFC
CAIC NNFI CFI RMSEA (IC 95%)
Un facteur -120.64 .885 .911 .094 (.073-.115)
Deux facteurs corrélés -147.14 .937 .952 .070 (.046-.093)
Deuxième ordre Termes d’erreurs pour deux facteurs de premier ordre N.S
Bifactoriel Variance des deux facteurs spécifiques N.S
Note. AFC = Analyse factorielle confirmatoire; CAIC = critère d’information d’Akaike
corrigé; CFI = comparative fit index; IC = Intervalle de confiance; NNFI = Non-normed fit
index; N.S= Non significatif; RMSEA = Root mean square error of approximation; QIAT-
SG-10 = Questionnaire intégratif de l’alliance – version suivi global – 10 items
Ce lien est également plus modéré pour la dimension du lien émotionnel (r=.68,
p<.01) qui se distingue davantage du WAI-SR que le lien collaboratif (r=.83, p<.01).
Finalement, les dimensions du QIAT-SG-10 sont plus fortement corrélées avec leur
homonyme du WAI-SR qu’avec les autres dimensions de cette échelle, soutenant leur validité
convergente respective. Par exemple, le lien collaboratif du QIAT-SG-10 est fortement relié
aux dimensions de l’entente sur les objectifs (r =.81, p<.01) et de l’entente sur les tâches (r
= .73, p<.01), mais de façon plus modérée avec la dimension du lien affectif du WAI-SR (r
= .66, p<.01).
(4) Validité discriminante
Les résultats des analyses étayant la validité discriminante du QIAT-SG-10 sont
présentés aux Tableaux 7 et 8. D’abord, une absence de lien significatif a été démontrée entre
les scores totaux au QIAT-SG-10 et les scores totaux de l’échelle mesurant la désirabilité
sociale, le BIDR-21 (r=.09, p=.21) et la sous-échelle d’hétéro-duperie (r = .03, p = .71). De
plus un lien de magnitude très faible a été identifié avec les scores à la sous-échelle d’auto-
duperie (r = .15, p = .04) et l’échelle mesurant la détresse psychologique, l’ISP-14 (r = -.17,
p=.02), le tout soutenant la validité discriminante du QIAT-SG-10.
70
Tableau 5
Paramètres du QIAT-SG-10 pour le modèle à deux facteurs corrélés en AFC
Items
Saturations
factorielles R2
1 2
1 Je sens que j’ai de la valeur comme personne aux yeux de mon intervenant. .834 .696
2 Je sens que je peux révéler à mon intervenant des aspects de moi qui me font
peur ou dont j’ai honte et qu’il va m’accepter comme je suis, sans me juger. .784 .615
3 Je sens que je peux exprimer mes frustrations ou mes insatisfactions envers
mon intervenant sans que cela n’affecte son attitude envers moi. .685 .469
4 Mon intervenant est à l’aise d’aborder des thèmes suscitant des émotions
inconfortables chez moi lorsque c’est utile pour mon cheminement. .603 .364
5 Je me sens compris par mon intervenant. .748 .560
6 Nous construisons à deux une compréhension commune de mes difficultés et
de leurs causes. .812 .660
7 Nous travaillons sur des objectifs déterminés ensemble. .729 .531
8 Mon intervenant m’aide à orienter plus spécifiquement nos discussions vers
des sujets reliés à mes objectifs. .719 .517
9 La façon de travailler de mon intervenant a du sens pour moi. .828 .685
10 Mon intervenant sa façon de travailler en fonction de mes besoins actuels. .850 .722
r=.85
Note. AFC = Analyse factorielle confirmatoire; QIAT-SG-10 = Questionnaire intégratif de
l’alliance – version suivi global – 10 items; R2= variance expliquée
Dans le même ordre d’idée, une série d’ANOVA non paramétriques (Kruskal-Wallis;
Tableau 8) a démontré que les scores totaux des participants au QIAT-SG-10 ne variaient pas
significativement en fonction de leur sexe, de leur âge, de leur niveau de scolarité, de leur
occupation, de leur nationalité, de leur motif principal de consultation, du sexe de
l’intervenant, de la concordance du sexe client-thérapeute, du type d’intervenant, du type
d’approche psychothérapeutique et du type de suivi (psychothérapeutique versus autre),
soutenant également la validité discriminante du QIAT-SG-10.
71
Tableau 6
Corrélations entre le QIAT-SG-10 et le WAI-SR (n=207)
WAI-SR
QIAT-SG-10 Échelle complète Lien Objectifs Tâches
Échelle complète .81** .71** .75** .71**
Lien émotionnel .68** .66** .57** .60**
Lien collaboratif .83** .67** .81** .73**
Note. LC = Lien collaboratif du QIAT-SG-10; LE = Lien émotionnel du QIAT-SG-10;
QIAT-SG-10 = Questionnaire intégratif de l’alliance – version suivi global – 10 items; WAI-
SR = Working Alliance Inventory – Short Revised
** p<.01
(5) Validité concourante
Les résultats des analyses étayant la validité concourante du QIAT-SG-10 sont
présentés au Tableau 7. Tel qu’attendu, un lien positif d’intensité élevée a été observé entre
les scores totaux au QIAT-SG-10 et ceux mesurant la satisfaction des soins (CSQ-8; r = .73,
p<.01). La dimension du lien émotionnel s’est distinguée davantage de la satisfaction des
services (r=.64, p<.01) que celle du lien collaboratif (r=.83, p<.01). Le lien négatif
d’intensité légère anticipé avec le niveau de dysfonctionnement de la personnalité tel que
mesuré par l’EFPI a également été confirmé (r = -.33, p<.01), de même que l’aspect
discriminatif de la dimension interpersonnelle (r = -.35, p<.01) en comparaison avec la
dimension personnelle (r = -.27, p<.01). La magnitude de cette distinction est cependant
légère (r à z =-1.62, p=.05, q = .1).
(6) Validité incrémentielle
Les résultats des analyses comparant différentes caractéristiques du QIAT-SG-10 et
du WAI-SR sont présentés au Tableau 9. D’abord, contrairement à ce qui était visé, les items
du QIAT-SG-10, en comparaison à ceux du WAI-SR, sont en moyenne légèrement plus
facilement endossés (4.07 vs 3.88/5, t=5.61, p<.01, d=.39), bien que leur variabilité moyenne
soit relativement similaire (ET = .78 versus .83). Les mêmes résultats ont été obtenus en
séparant les analyses en fonction des différentes phases du traitement. De plus, les moyennes
et la variabilité des items décroissent au même rythme selon le nombre de séances écoulées
72
pour les deux questionnaires. En effet, pour le QIAT-SG, la différence de moyenne entre le
groupe « 1-5 séances » et « plus de 30 séances » est de .46 (p <.01) et la différence d’écart-
type, de .16, alors que pour le WAI-SR, ces différences sont respectivement de .48 (p < .01)
et .12.
Ensuite, en ce qui a trait à la comparaison des meilleurs modèles identifiés en AFC,
le modèle à deux facteurs corrélés (pour le QIAT-SG-10) et à 3 facteurs corrélés (pour le
WAI-SR) ont présenté des statistiques d’ajustement au moins acceptables et d’ordre de
grandeur similaire, avec des indices légèrement meilleurs pour le QIAT-SG-10. Les alphas
de Cronbach, quant à eux, se sont également révélés de niveaux nettement appréciables et
similaires pour les scores totaux du QIAT-SG-10 (.92) et du WAI-SR (.94), ainsi que de leurs
sous-échelles respectives (.85 et .89 versus .86, .90 et .91).
73
Tableau 7
Corrélations entre le QIAT-SG-10 et les différentes mesures servant à soutenir sa validité
discriminante et concourante
QIAT-SG-10 WAI-SR r à z q
r r res r r res
Validité discriminante
ISP-14 (n=202) -.17* -.07 -.16* -.04 -.23
BIDR-21 (n=194) .09 -.03 .13 .10 -.99
BIDR-21 auto-duperie .14* -.07 .24** .20** -1.98* .27
BIDR-21 hétéro-duperie .03 .01 .03 .01 .00
Validité concourante
CSQ-8 (n=203)
.73**
.64** (LE)
.73** (LC)
.13
.23**
.10
.83**
.72** (LE)
.81** (LC)
.39**
.39**
.25**
-2.11*
-2.92**
-3.82**
.28
.18
.16
EFPI (n=200) -.33** -.13 -.32** -.08 -.38
EFPI personnel -.27** -.07 -.28** -.11 .30
EFPI interpersonnel -.35** -.18* -.31** -.03 -1.59
Note. BIDR-21 = Balanced inventory of desirable responding; CSQ-8 = Client Satisfaction
Questionnaire; EFPI = Échelle de fonctionnement personnel et interpersonnel; ISP-14 =
Indice de détresse psychologique; LC = Lien collaboratif du QIAT-SG-10; LE = Lien
émotionnel du QIAT-SG-10; Q = Q de Cohen; QIAT-SG-10 = Questionnaire intégratif de
l’alliance – version suivi global – 10 items; r res = corrélation des scores résiduels (variance
unique) des échelles d’alliance; R à z = Transformation r à z de Fisher; WAI-SR = Working
Alliance Inventory – Short Revised
* p<.05 ** p<.01
74
Tableau 8
Caractéristiques des participants et médianes/moyennes marginales estimées des scores
totaux au QIAT-SG-10 selon les niveaux des variables catégorielles étudiées
QIAT-SG-10
Caractéristique des participants N % Méd Moy ET H (p)
Sexe
1. Hommes 22 9.9 43.75 42.82 1.66
2.66 (.27) 2. Femmes 196 87.9 42.05 40.13 .56
3. Autre 4 2.2 44.67 45.00 3.90
Âge
1. 18-30 ans 99 44.8 41.57 39.87 .79
5.86 (.21)
2. 31-40 ans 59 26.5 41.50 40.02 1.02
3. 41-50 ans 32 14.3 46.00 42.79 1.38
4. 51-60 an 21 9.4 43.00 40.38 1.71
5. >60 ans 11 4.9 41.67 42.09 2.36
Scolarité
1. Secondaire non complété 6 3.1 39.50 38.33 3.21
1.86 (.77)
2. Secondaire 21 9.4 41.00 39.43 1.72
3. DEP 16 7.2 42.67 40.25 1.97
4. Collégial 69 30.9 43.45 40.90 .95
5. Universitaire 110 49.3 41.92 40.58 .75
Occupation
1. Emploi 114 51.1 42.83 40.46 .74
1.26 (.87)
2. Sans emploi/Arrêt de travail 25 11.2 42.00 41.48 1.57
3. Étudiant 64 29.1 42.25 40.14 .98
4. Retraité 11 4.9 43.33 41.46 2.37
5. À la maison 8 3.6 41.20 39.25 2.78
Nationalité
1. Canadienne 200 90.1 42.60 40.57 .56
.52 (.77) 2. Européenne 15 6.7 40.33 39.07 2.03
3. Autre 7 3.1 44.00 41.14 2.96
Sexe intervenant 1. Homme 53 23.8 42.75 40.42 1.08
.01 (.94) 2. Femme 169 76.2 42.39 40.51 .60
75
Tableau 8 (suite)
Caractéristiques des participants et médianes/moyennes marginales estimées des scores
totaux au QIAT-SG-10 selon les niveaux des variables catégorielles étudiées
QIAT-SG-10
Caractéristiques des participants N % Méd Moy ET H (p)
Motif principal
de consultation
1. Anxiété 56 25.1 41.00 40.98 1.05
4.44(.62)
2. Symptômes dépressifs 43 19.3 43.00 41.37 1.19
3. Troubles relationnels 24 10.8 42.50 39.25 160
4. Gestion émotions 27 12.1 39.00 37.59 1.51
5. Trouble alimentaire 11 4.9 44.00 42.09 2.36
6. Traumatisme 31 14.3 43.57 40.68 1.41
7. Autre 30 13.5 44.00 40.10 1.43
Concordance sexe client-
intervenant
1. Non-concordant 56 25.6 40.48 40.48 1.05 <.01
(.94) 2. Concordant 166 74.4 42.20 40.49 .61
Titre professionnel
de l’intervenant
1. Psychologue 137 61.9 41.71 40.16 .66
9.33
(.10)
2. Trav. social 27 12.1 43.80 41.33 1.49
3. Éducateur spécialisé 9 4.0 45.00 41.22 2.58
4. Sexologue 8 3.6 46.50 45.38 2.74
5. Psychiatre 14 6.3 36.50 36.29 2.07
6. Autre 27 12.1 43.33 41.78 1.49
Type d’approche
1. TCC 61 27.8 42.00 40.34 .95
9.61
(.21)
2. Psychodynamique 30 13.5 44.00 43.00 1.35
3. Humaniste 16 7.8 42.50 42.13 1.85
4. Systémique 2 0.9 48.00 48.00 5.24
5. Intégrative 9 4.0 42.67 38.33 2.47
6. Ne sait pas 58 26.0 40.00 38.83 .97
7. Autre 15 6.7 43.00 42.00 1.91
Type de suivi
1. Non-
psychothérapeutique 31 13.9 43.67 40.00 1.41
.13 (.72)
2. Psychothérapeutique 191 86.1 42.30 40.57 .57
Note. ET = Écart-type; H= Test de Kruskal-Wallis; Méd = médiane; Moy = Moyenne
76
Tableau 9
Comparaison entre différentes caractéristiques du QIAT-SG-10 et du WAI-SR
QIAT-SG-10 WAI-SR t d
M (ET)
Globale (n=206) 4.07 (.78) 3.88 (.83) 5.61** .39
1-5 séances (n=35) 3.79 (.87) 3.56 (.89) 3.04** .53
6-12 séances (n=42) 3.97 (.81) 3.82 (.85) 2.73** .42
13-30 séances (n=51) 4.09 (.74) 3.92 (.81) 2.21* .33
>30 séances (n=78) 4.24 (.71) 4.04 (.77) 3.50** .41
Statistiques
d’ajustement au
meilleur modèle en
AFC
2 facteurs corrélés 3 facteurs corrélés
NNFI CFI RMSEA NNFI CFI RMSEA
.937 .952 .070 .918 .937 .078
α
Échelle complète .92 .94
Sous-échelles .85 (lien émotionnel)
.89 (lien collaboratif)
.86 (lien)
.90 (objectifs)
.91 (tâches)
Note. CFI = comparative fit index; d= d de Cohen pour échantillons appareillés; ET= Écart-
type moyen par item; M=Moyenne par item transformée (min=0, max=4) ; NNFI = Non-
normed fit index; QIAT-SG-10 = Questionnaire intégratif de l’alliance – version suivi
global – 10 items; RMSEA = Root mean square error of approximation; t = t de Student
pour échantillons appareillés; WAI-SR = Working Alliance Inventory – Short Revised
*p<.05 ** p<.01 (bilatéral)
Finalement, tel que présenté dans le Tableau 7, le degré de redondance avec la
satisfaction des soins s’est révélé significativement moins important avec le QIAT-SG-10 (r
= .73, p<.01, r res =.13, p=07) qu’avec le WAI-SR (r = .83, p<.01, r res = .39, p<.01; r à z =
-2.11, p=.01), avec une petite taille d’effet (q=.26). Ainsi, comme les deux échelles complètes
partagent 66% de variance commune, près de la moitié de la variance unique du WAI-SR
(15%) se retrouve à être expliquée par la satisfaction (CSQ-8), alors pour le QIAT-SG-10,
cette portion est très faible (2%). Par ailleurs, la dimension du lien émotionnel du QIAT-SG-
10 présente un niveau de redondance encore moins important avec la satisfaction (r=.63,
77
p<.01), alors que le lien collaboratif présente un niveau identique à l’échelle globale (r =.73,
p<.01). Le recoupement avec la satisfaction est également moins grand pour les dimensions
du QIAT-SG-10 que celles de leur homonyme du WAI-SR (r à z =-2.92, p<.01 et -3.82, <.01
pour le lien émotionnel et le lien collaboratif respectivement).
QIAT-DS
(1) Sélection des items pour la version ultra-brève
Les résultats des analyses pour les 14 items du QIAT-DS, cotés en fonction des
critères précédemment énumérés, sont présentés au Tableau 10. D’abord, les analyses des
propriétés d’items ont révélé des moyennes (1) encore une fois décentrées, variant entre
3.72/5 (item 11) et 4.48/5 (item 5), avec des écarts-types (2) variant entre .82 (item 4) et 1.25
(item 11). Les CIT corrigées se sont toutes révélés de niveau appréciable, variant entre .61
(item 4 et 12) et .82 (item 10) pour l’échelle complète (3), entre .62 (item 3 et 4) et .81 (item
2) pour la dimension du lien socioémotionnel, et entre .67 (item 12) et .79 (item 10) pour la
dimension du lien collaboratif (4).
78
Tableau 10
Comparaison de différentes caractéristiques des items du QIAT-DS selon les critères de sélection
TCT AFE Corrélations Négociation TRI
Score
total No
Item M ET ETeg CIT
CIT
Dimension
Facteur
1
Facteur
2
Item
QIAT-
SG
WAI-
SR
CSQ-
8
Émotions
négatives Flexibilité CCO
1 4.33 .96 a .73a .76a .89b -.12 .68b .66a .63a a 10
2 4.24a 1.00a .79b .81b .89b -.06 .67b .70 .71 b 12
3 3.96b 1.19b .59 .62 .75b -.12 .80 .52b .50b b a 13
4 4.46 .82 b .61 .62 .61a .04 .75 .48b .50b b a 10
5 4.48 .88 b .77b .76a .65a .18 .81 .68 .64a 7
6 4.23 1.01a b .77b .75a .65a .18 .74a .69 .67a b 12
7 4.34 .95 b .76b .73a .49 .34 .77 .66* .62a b 9
8 4.12 1.06a .72* .68 .40 .39 .78 .70 .63a 4
9 4.40 .90 .72* .72a .72b .05 .67b .62a .70 a 8
10 4.07b 1.12b a .82b .79 .31 .60 .73a .75 .66a b 14
11 3.72b 1.25b b .67 .73a -.15 .93b .81 .65a .51b a 13
12 3.73b 1.21b b .61 .67 -.13 .84b .85 .64a .48b b a 14
13 4.18a 1.04a a .80b .72a .55 .32 .72a .73 .73 b 9
14 4.17a 1.05a b .79b .77b .38 .49 .78 .78 .73 b b 12
Total 58.42 11.04
R2 .59 .07
α .94 .92 .89
α total .94
Note. α = alpha de Cronbach; AFE = Analyse factorielle exploratoire; CCO = Courbes caractéristiques d’options; CIT= Corrélation item-total corrigée;
M=Moyenne; ET=Écart-type ; ETeg = Écart-types égaux à toutes les phases des suivis; Score total = Somme des pointages accordés à chacun des 12
critères de sélection des items; TRI = Théorie des réponses aux items. a = Critère partiellement rempli (1 point) b= Critère complètement rempli (2 points)
79
Concernant la constance de la variabilité des items selon les différentes phases du
traitement (5), sept items (4, 5, 6, 7, 11, 12, 14) ont obtenu des écart-types de même
magnitude peu importe le nombre de séances écoulées, tandis que pour quatre des items (2,
3, 8, 9), les écarts-types diminuaient significativement dans les phases plus avancées du suivi.
Dans le même ordre d’idée, trois items (1, 2, 9) se sont démarqués par leur plus faible
corrélation avec leur homonyme du QIAT-SG (6), alors que les items 5, 11 et 12 avaient les
niveaux de corrélation les plus élevés. Pour ce qui est des AFE (7), les items 1, 2, 3 et 9 (lien
socioémotionnel) ainsi que les items 11 et 12 (lien collaboratif) ont présenté des niveaux de
saturation sur leur facteur théoriquement jugés comme excellents, alors que les items 7, 8,
13 et 14 saturaient de façon non suffisamment différenciée sur le premier ou sur le deuxième
facteur sélectionnés sur le base de leur valeur propre supérieure à un (facteur 1 =8.30, 59.31%
de la variance totale; facteur 2 =1.01, 7.18% de la variance totale). (8) Ensuite, les items 3 et
4 sont ceux qui se sont différenciés le plus du WAI-SR (r = .52 et .48, p<.01, respectivement),
alors que les items 10 et 14 étaient ceux y étant le plus fortement reliés (r= .78 et .75, p<.01,
respectivement). Pour ce qui est du degré de redondance avec à la satisfaction (9), les items
3, 4, 11 et 12 se sont révélés les moins redondants (r =.48 à .50) et les items 2, 9, 13 et 14,
les plus redondants (r=.70 à .73). Par ailleurs, les items 3 et 4 (confort avec émotions
négatives), ainsi que 12 et 14 (flexibilité du thérapeute) ont reçu des points supplémentaires
étant donné qu’ils représentaient des aspects de la négociation (10), tel que stipulé dans les
critères précédemment nommés. Finalement, afin d’analyser les CCO des items avec la TRI
(11), les postulats de base d’unidimensionnalité et d’indépendance locale ont été vérifiés pour
les deux dimensions du QIAT-DS. Les postulats ont été remplis sans problème pour les deux
facteurs. En effet, plus de 50% de la variance totale était expliquée par le premier facteur
(60.3% pour le LES et 61.6% pour le LC), avec des premiers contrastes inférieurs à 2.0 (1.52
pour le LSE et 1.89 pour le LC). De plus, aucune corrélation supérieure à .30 n’a été identifiée
entre les résidus des items. Ainsi, six items (2, 6, 7, 10, 13 et 14) ont présenté des CCO bien
différenciées en TRI, alors que les items 5 et 8 se sont révélés particulièrement
problématiques de ce côté.
Au final, six items ont été sélectionnés sur la base des 11 critères évoqués ci-haut (c.f
section analyse des résultats) pour former la version ultra-brève du QIAT-DS. Dans le but de
conserver l’aspect discriminatif des deux dimensions, trois items ont été sélectionnés par
80
facteur, comme il s’agit du nombre minimal d’items permettant de constituer un facteur
stable (Little, 2013). Les trois items de chaque dimension avec le score total le plus élevé ont
ainsi été sélectionnés. Par contre, afin qu’au moins un item par sous-dimension soit
représenté dans la version finale, l’item 11 (score de 13) a été remplacé par l’item 14 (score
de 12, le meilleur score de la sous-dimension de la négociation des tâches thérapeutiques).
Les items 2, 3, 6, 10, 12 et 14 sont donc ceux qui ont fait la sélection finale du QIAT-DS-6
(Annexe 4.1).
(2) Analyses factorielles confirmatoires
Les statistiques d’ajustement des données aux différents modèles testés en AFC pour
le QIAT-DS-6 sont présentées au Tableau 11. D’abord, étant donné que les items formant le
lien social n’ont pas fait partie de la sélection finale du QIAT-DS-6, le modèle à trois facteurs
corrélés n’a pu être testé. Ensuite, les statistiques d’ajustement n’ont pu être calculées pour
le modèle de deuxième ordre et le modèle bifactoriel car ils se sont avérés problématiques.
En effet, pour le modèle de deuxième ordre, les termes d’erreur pour les deux facteurs du
premier ordre ne différaient pas statistiquement de zéro, c’est-à-dire que leur variance était
complètement expliquée par le facteur de deuxième ordre. Par conséquent, leur existence
n’était pas justifiée, et le modèle a été éliminé. Ensuite, pour le modèle bifactoriel, la variance
du deuxième facteur spécifique (lien collaboratif) ne se distinguait pas statistiquement de
zéro. Ainsi, ce facteur n’apportait pas d’information supplémentaire quant à la variance des
items y étant reliés au-delà du facteur général; ce modèle a donc aussi été éliminé. Le modèle
à deux facteurs corrélés, face au modèle à un facteur, a présenté les meilleures statistiques
d’ajustement, avec un CAIC inférieur et des niveaux appréciables de NNFI, de CFI et de
RMSEA. Aucune modification n’a été apportée au modèle. Les paramètres de ce modèle et
les énoncés des items sont présentés au Tableau 12.
81
Tableau 11
Statistiques d’ajustement du QIAT-DS-6 aux différents modèles testés en AFC
CAIC NNFI CFI RMSEA (IC 95%)
Un facteur -28.63 .895 .937 .100 (.061 - .142)
Deux facteurs corrélés -39.99 .981 .990 .043 (.000 - .096)
Deuxième ordre Variance des termes d’erreurs pour deux facteurs de premier ordre N.S
Bifactoriel Variance du deuxième facteur spécifique (lien collaboratif) N.S
Note. AFC = Analyse factorielle confirmatoire; CAIC = critère d’information d’Akaike
corrigé; CFI = comparative fit index; IC = Intervalle de confiance; NNFI = Non-normed fit
index; N.S= Non significatif; RMSEA = Root mean square error of approximation; QIAT-
DS-6 = Questionnaire intégratif de l’alliance – version dernière séance– 6 items
(3) Validité convergente
Les résultats des analyses étayant la validité convergente du QIAT-DS-6 sont
présentés au Tableau 13. D’abord, un lien d’intensité fort a été observé entre les scores totaux
du QIAT-DS-6 et ceux du SAI (r=.85, p<.01), alors que ce lien est plus modéré avec ceux
du SRS (r=.71, p<.01), les échelles partageant respectivement 72% et 50% de variance
commune, un niveau suggérant un certain degré de redondance entre les deux construits
(Tabachnick et Fidell, 2013) avec la SAI, mais pas avec le SRS. Ces liens sont plus modérés
pour la dimension du lien émotionnel du QIAT-DS-6 qui se distingue davantage du SAI
(r=.75, p<.01) et du SRS (r=.65, p<.01) que le lien collaboratif (r=.82 et r = .68, p<.01,
respectivement). Finalement, le lien collaboratif du QIAT-DS-6 corrèle de façon
préférentielle avec son homonyme du SAI (r = .82 versus .69, p<.01 avec le lien émotionnel
du SAI), alors que ce n’est pas le cas pour le lien émotionnel (r = .70, p<.01 avec les deux
sous-dimensions du SAI).
82
Tableau 12
Paramètres du QIAT-DS-6 pour le modèle à deux facteurs corrélés en AFC
No
item
Saturations
factorielles R2
1 2
1
J’ai senti que je pouvais révéler à mon intervenant des aspects de moi
qui me font peur ou dont j’ai honte et qu’il allait m’accepter comme
je suis, sans me juger.
.843 .710
2
J’ai senti que je pouvais exprimer mes frustrations ou mes
insatisfactions envers mon intervenant sans que cela n’affecte son
attitude envers moi.
.653 .426
3 Je me suis senti compris par mon intervenant. .768 .617
4 Nous avons construit à deux une compréhension commune de mes
difficultés et de leurs causes. .893 .798
5 Mon intervenant m’a aidé à orienter plus spécifiquement nos
discussions vers des sujets reliés à mes objectifs. .642 .412
6 Mon intervenant a adapté sa façon de travailler en fonction de mes
besoins actuels. .839 .703
r=.87
Note. AFC = Analyse factorielle confirmatoire; QIAT-DS-6 = Questionnaire intégratif de
l’alliance – version dernière séance– 6 items; R2= variance expliquée
(4) Validité discriminante
Les résultats des analyses étayant la validité discriminante du QIAT-DS-6 sont
présentés au Tableau 14 et 15. D’abord, l’absence de lien significatif démontré entre les
scores totaux du QIAT-DS-6 et les scores totaux de la mesure de désirabilité sociale, le
BIDR-21 (r=.05, p=.45), sa dimension d’hétéro-duperie (r = -.04, p = .58) ainsi que de
détresse psychologique (ISP-14; r = -.11, p=.12) soutiennent la validité discriminante de
l’échelle. De plus, la très faible magnitude du lien avec la dimension d’auto-duperie du
BIDR-21 (r = .17, p = .02) n’est pas suffisante pour discréditer l’hypothèse d’absence de lien
entre ces variables. Dans le même ordre d’idée, une série d’ANOVA non paramétriques
(Kruskal-Wallis; Tableau 15) a démontré que les scores totaux au QIAT-DS-6 des
participants ne variaient pas en fonction de leur sexe, de leur âge, de leur niveau de scolarité,
de leur occupation, de leur nationalité, de leur motif principal de consultation, du sexe de
83
l’intervenant, de la concordance du sexe client-intervenant, du type d’intervenant, du type
d’approche psychothérapeutique et du type de suivi (psychothérapeutique versus autre),
étayant également la validité discriminante du QIAT-DS-6 et confirmant les hypothèses
initiales.
Tableau 13
Corrélations entre le QIAT-DS-6, le SRS et le SAI pour la validité convergente
SAI (n=207) SRS (n=211)
Échelle
complète
Lien
émotionnel
Lien
collaboratif
Échelle
complète
QIAT-DS-6
Échelle
complète .85** .75** .82** .71**
Lien
Émotionnel .75** .70** .70** .65**
Lien
Collaboratif .82** .69** .82** .68**
Note. QIAT-DS-6 = Questionnaire intégratif de l’alliance – version dernière séance– 6 items;
SAI = Session Alliance Inventory; SRS = Session Rating Scale
* p<.05 ** p<.01
(5) Validité concourante
Les résultats des analyses étayant la validité concourante du QIAT-DS-6 sont
présentés au Tableau 14. Tel qu’attendu, un lien positif d’intensité modéré a été observé entre
les scores totaux au QIAT-DS-6 et ceux mesurant la satisfaction des soins (CSQ-8; r = .77,
p<.01). Le lien négatif d’intensité léger anticipé avec le niveau de dysfonctionnement de la
personnalité tel que mesuré par l’EFPI a également été confirmé (r = -.27, p<.01), de même
que l’aspect discriminatif de la dimension interpersonnelle (r = -.29, p<.01) en comparaison
avec la dimension personnelle (r = -.22, p<.01), mais seulement de façon tendancielle (r à z
=-1.29, p=.10).
84
(6) Validité incrémentielle
Les résultats des analyses comparant différentes caractéristiques du QIAT-DS-6, du
SRS et du SAI sont présentés au Tableau 16. D’abord, tel que souhaité, le niveau de difficulté
moyen des items du QIAT-DS-6 s’est révélé plus élevé (M=4.07/5, ET =.87) que ceux du
SRS (M=4.25/5, ET =.91; t(203)= -4.00, p<.01, d =.29), traduisant un effet plafond moins
important pour le nouveau questionnaire. Cette supériorité du QIAT-DS sur le SRS a
également été démontrée pour le groupe « 6-12 séances » (t(41) = -2.70, p<.01, d = .49) et
« plus de 30 séances » (t(75) = -3.14, p<.01, d = .27). Cependant, le score moyen aux items
ne s’est pas révélé statistiquement différent de celui du SAI et ce, peu importe les phases du
suivi. Les trois échelles ultra-brèves présentent par ailleurs une variabilité similaire (avec des
écarts-types variant entre .84 et .91) qui demeure du même ordre de grandeur, peu importe la
phase du suivi, ce qui appuie leur utilité indépendamment du nombre de séances écoulées.
85
Tableau 14
Corrélations entre le QIAT-DS-6 et les différentes mesures servant à soutenir sa validité discriminante et concourante
QIAT-DS-6 SRS SAI
r r res avec SRS r res avec SAI r r res r à z q r r res r à z q
Validité discriminante
ISP-14 (n=199) -.11 .09 -.01 -.22** -.22** -2.50** .13 -.12 -.06 1.26
BIDR-21 (total) (n=191) .05 .04 -.08 .04 <.01 .75 .13 .14 -5.58** .22
BIDR-21 (auto-duperie) .17* .10 -.03 .14 .03 .52 .23** .15* -.86
BIDR-21 (hétéro-duperie) -.04 -.02 -.09 -.04 -.02 .00 .01 .09 -1.29
Validité concourante
CSQ-8 (n=200)
.77**
.72**(LE)
.71**(LC)
.34** .19**
.30**
.14*
.76** .30** .79
.81**
.69**(LE)
.76**(LC)
.28**
.31**
.31**
-2.34**
-.19
-4.14**
.10
.18
EFPI (n=197) -.27** -.12 -.03 -.27** -.11 .19 -.31** -.14 2.79** .11
EFPI personnel -.22** -.06 .01 -.25** -.14 1.50 -.27** -.16* 4.31** .17
EFPI interpersonnel -.29** -.17* -.08 -.25** -.06 -2.07* .23 -.30** -.09 .25
Note. BIDR-21 = Balanced inventory of desirable responding; CSQ-8 = Client Satisfaction Questionnaire; EFPI = Échelle de
fonctionnement personnel et interpersonnel; ISP-14 = Indice de détresse psychologique; Q = Q de Cohen; QIAT-SG-10 =
Questionnaire intégratif de l’alliance –suivi global – 10 items; r res = corrélation des scores résiduels (variance unique) des échelles
d’alliance; R à z = Transformation r à z de Fisher; SAI = Session Alliance Inventory
* p<.05 ** p<.01
86
Tableau 15
Médianes et moyennes marginales estimées pour les scores totaux à la QIAT-DS-6 selon
les niveaux des variables catégorielles étudiées
QIAT-DS-6
Caractéristiques Méd Moy ET H (p)
Sexe
1. Hommes (n=22) 27.60 26.46 1.10
7.33(.06) 2. Femmes (n=196) 25.38 24.09 .37
3. Autre (n=5) 27.20 27.20 2.30
Âge
1. 18-30 ans (n=100) 25.33 24.15 .52
8.37(.08)
2. 31-40 ans (n=59) 24.63 23.76 .67
3. 41-50 ans (n=32) 27.75 25.97 .92
4. 51-60 ans (n=21) 27.42 24.71 1.13
5. >60 ans (n=11) 25.50 24.82 1.56
Scolarité
1. Secondaire non complété (n=7) 27.00 23.71 1.96
2.50 (.65)
2. Secondaire (n=21) 26.40 23.67 1.13
3. DEP (n=16) 24.00 22.81 1.30
4. Collégial (n=69) 26.45 24.88 .63
5. Universitaire (n=110) 25.29 24.50 .50
Occupation
1. Emploi (n=114) 25.65 24.59 .49
2.12(.71)
2. Sans emploi/Arrêt de travail (n=25) 27.00 25.24 1.04
3. Étudiant (n=65) 25.00 23.74 .65
4. Retraité (n=11) 26.33 24.18 1.57
5. À la maison (n=8) 25.50 24.63 1.84
Nationalité
1. Canadienne (n=201) 25.64 24.33 .37
2.25 (.33) 2. Européenne (n=15) 25.33 24.07 1.34
3. Autre (n=7) 28.25 26.87 1.96
Sexe intervenant 1. Homme (n=53) 25.75 40.42 1.08
.02 (.90) 2. Femme (n=169) 25.69 40.51 .60
87
Tableau 15
Médianes et moyennes marginales estimées pour les scores totaux au QIAT-DS-6 selon les
niveaux des variables catégorielles étudiées (suite)
QIAT-DS-6
Caractéristiques Méd Moy ET H (p)
Motif principal
de consultation
1. Anxiété (n=56) 24.62 24.50 .69
6.16
(.41)
2. Sx dépressifs (n=43) 26.00 24.79 .79
3. Tb relationnels (n=24) 25.83 23.29 1.06
4. Gestion émotions (n=27) 24.80 23.04 1.00
5. Tb alimentaire (n=11) 27.00 25.36 1.57
6. Traumatisme (n=31) 26.20 24.47 .92
7. Autre (n=30) 27.73 25.30 .95
Concordance sexe client-
intervenant
Non concordant (n=56) 26.38 24.51 .69 .20 (.65)
Concordant (n=166) 25.56 24.36 .40
Titre professionnel
de l’intervenant
1. Psychologue (n=137) 25.32 24.04 .44
5.47
(.36)
2. Trav. social (n=27) 25.86 24.67 1.00
3. Éduc. spécialisé (n=9) 24.50 25.00 1.72
4. Sexologue (n=8) 27.33 27.38 1.83
5. Psychiatre (n=14) 26.00 23.14 1.38
6. Autre (n=27) 27.38 25.52 1.00
Type d’approche
1. TCC (n=61) 26.11 24.36 .66
4.48(.72)
2. Psychodyn (n=30) 26.43 25.50 .95
3. Humaniste (n=16) 24.50 24.94 1.31
4. Systémique (n=2) 28.50 28.50 3.70
5. Intégrative (n=9) 26.00 23.11 1.74
6. Ne sait pas (n=58) 25.10 23.50 .69
7. Autre (n=15) 26.00 25.07 1.35
Type de suivi
1. Non-psychothérapeutique
(n=31)
25.50 24.58 .93
.03 (.86)
2. Psychothérapeutique (n=191) 25.74 24.37 .37
Note. Tb = trouble; ET = Écart-type; H= Test de Kruskal-Wallis; Med = Médiane; Moy =
Moyenne
88
Quant aux indices de cohérence interne, les trois questionnaires ont obtenu des alphas
de Cronbach nettement appréciables et identiques pour les échelles globales (.88). Pour les
scores aux sous-échelles du QIAT-DS-6 et du SAI, les alphas de Cronbach sont très
similaires, autant pour le lien émotionnel (.79 versus .78, respectivement) que pour le lien
collaboratif (.83 versus .84, respectivement). Pour ce qui est de l’étude comparative des AFC,
le QIAT-DS se démarque des deux autres questionnaires par des statistiques d’ajustement
qui sont toutes des valeurs appréciables, contrairement au SAI (NNFI = .916, RMSEA =
.093), et de façon encore plus marquée pour le SRS, qui a des valeurs non satisfaisantes voire
sous-optimales (NNFI =.884, RSMEA = .128). Pour le SAI, la première suggestion issue du
test de Lagrange multivarié, soit de relier le sixième item (« Je crois que la façon dont nous
travaillons sur mon problème est appropriée ») au premier facteur (lien émotionnel) au lieu
du deuxième (lien collaboratif) permet d’obtenir une valeur appréciable de NNFI et
acceptable de RMSEA, améliorant significativement le modèle. Pour le SRS, même si l’on
effectue la première suggestion à ce test, soit l’ajout d’un lien entre les termes d’erreur du
premier item (« Je me suis senti écouté, compris et respecté ») et du troisième item
(« L’approche du thérapeute me convient »), les valeurs de NNFI et de RMSEA demeurent
sous-optimales, signifiant un problème majeur avec ce modèle. Ensuite, le bais avec la
satisfaction des soins (Tableau 14) s’est révélé significativement moins important avec le
QIAT-DS-6 (r = .77, p<.01, r res = .19, p<.01)) qu’avec le SAI (r =.81, p<.01, r res = .28,
p>.01; r à z = -2.34, p<.01), mais il ne s’est pas différencié du SRS (r =.76, p<.01; r à z =
.79, p=.21) à ce niveau. Plus précisément, ce plus grand lien avec la satisfaction pour le SAI
est issu de sa dimension du lien collaboratif, qui est davantage redondant avec la satisfaction
(r = .76, p<.01, r res = .31, p<.01) que son homonyme du QIAT-DS-6 (r = .71, p<.01, r res
= .14, p<.02; r à z = -4.14, p<.01).
Finalement, afin d’effectuer les analyses en TRI, les postulats d’unidimensionnalité
et d’indépendance locale ont été vérifiés pour le SRS et le SAI, ces conditions ayant
préalablement été vérifiées pour le QIAT-DS-6. Ainsi, le postulat d’unidimensionnalité a été
confirmé pour le SRS et pour le SAI, avec respectivement 69.6% et 59.9% de la variance
totale des scores expliquée par le premier facteur (excédant le minimum requis de 50%) et
une valeur propre du premier contraste à 1.46 et 1.94 (inférieur au maximum de 2.0 permis).
Quant au postulat d’indépendance locale, celui-ci a également été respecté, étant donné
89
qu’aucune des corrélations entre les résidus des items des deux questionnaires n’excédait .30.
Ceci a donc permis une étude comparative des CCO QIAT-DS-6, du SRS (regroupé en cinq
et dix choix de réponses ordinaux) et du SAI (Figures 1, 2 et 3). Pour le SRS, le pouvoir
discriminatif des options s’est avéré très faible pour les choix de réponse inférieurs à 4/5
(SRS-5) et à 8/10 (SRS-10); les CCO se superposent les unes sur les autres sans posséder de
pics distinctifs sur le continuum des niveaux d’alliance (Figure 1). Pour la SAI (Figure 2),
les CCO sont nettement plus différenciées que celles du SRS, mais elles demeurent
problématiques pour deux items. De façon plus alarmante, pour l’item 1 « Mon intervenant
et moi nous respectons l’un l’autre », aucun des participants n’a choisi l’option 1/5 (jamais)
et seulement .9% l’option 2/5 (rarement), si bien que la CCO représentant l’option inférieure
n’a pas pu être construite. De plus, la CCO de l’item 6 « Je crois que la façon dont nous
travaillons sur mon problème est appropriée » de l’option 2/5 se distingue à peine de l’option
inférieure, si bien que les participants ne semblent pas être en mesure de différencier ces deux
choix de réponse pour cet item. Au contraire, les CCO des six items du QIAT-DS-6 possèdent
tous un bon pouvoir discriminatif, particulièrement les items 1, 4 et 6, pour lesquels chaque
option de réponse devient à un certain niveau d’habileté (alliance) l’option la plus probable
par rapport aux autres options (Figure 3).
90
Tableau 16
Comparaison entre différentes caractéristiques du QIAT-DS-6, du SRS et du SAI
QIAT-DS-6 SRS SAI
Séances M ET M ET t d M ET t d
Toutes
(n=204)
4.07 .87
4.25
.9
1 -4.00** .29
4.06 .84 .38
1-5 séances
(n=34)
3.72 1.01
3.87
.9
2 -1.47
3.72 .85 0
6-12 séances
(n=42)
3.94 .77
4.22
.8
5 -2.70** .49
3.98 .87 -.50
13-30 séances
(n=52)
4.14 .84
4.26
.9
2 -1.17
4.17 .84 -.40
>30 séances
(n=76)
4.26 .82
4.45
.8
7 -3.14** .27
4.19 .80 1.52
α Cronbach
Échelle complète .88 .88 .88
Sous-échelles .79 (LE)
83 (LC)
-
.78 (LE)
.84 (LC)
2 facteurs corrélés 1 facteur 2 facteurs corrélés
Statistiques d’ajustement AFC NNFI CFI RMSEA NNFI CFI RMSEA NNFI CFI RMSEA
.981 .990 .043 .884 .961 0.128 .916 .955 .093
Note. CFI = comparative fit index; d= d de Cohen pour échantillons appareillés; ET= Écart-type moyen par item; LC = Lien
collaboratif; LE = Lien émotionnel; M=Moyenne par item transformée (min=1, max=5); NNFI = Non-normed fit index; QIAT-
SG-10 = Questionnaire intégratif de l’alliance – version suivi global – 10 items; RMSEA = Root mean square error of
approximation; SRS=Session rating scale; t = t de Student pour échantillons appareillés;
*p<.05 ** p<.01 (bilatéral)
91
Figure 1
Courbes caractéristiques d’options (CCO) du SRS-5 et SRS-10
0
0,5
1
-3 -1 1
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 1SRS-5
1
2
3
4
5
0
0,5
1
-4 -2 0 2
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 1SRS-10
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
0
0,5
1
-3 -1 1
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 2SRS-5
1
2
3
4
5
0
0,5
1
-4 -2 0 2
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 2SRS-10
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
0
0,5
1
-3 -1 1
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 3SRS-10
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
-3 -1 1
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 4SRS-5
1
2
3
4
5
0
0,5
1
-3 -1 1
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 4SRS-10
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
0
0,5
1
-3 -1 1
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 3SRS-5
1
2
3
4
5
92
Figure 2
Courbes caractéristiques d’options (CCO) du SAI
0
0,5
1
-4 1
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 1SAI
2
3
4
5
0
0,5
1
-4 1
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 2SAI
1
2
3
4
5
0
0,5
1
-4 1
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 3SAI
1
2
3
4
5
0
0,5
1
-4 1
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 4SAI
1
2
3
4
5
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
-4 1
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 6SAI
1
2
3
4
5
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
-4 1
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 5SAI
1
2
3
4
5
93
Figure 3
Courbes caractéristiques d’options (CCO) du QIAT-DS-6
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
-4 -2 0 2
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 1QIAT-DS-6
1
2
3
4
50
0,2
0,4
0,6
0,8
1
-4 -2 0 2
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 2QIAT-DS-6
1
2
3
4
5
0
0,5
1
-4 -2 0 2
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 3QIAT-DS-6
1
2
3
4
5
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
-4 -2 0 2
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 4QIAT-DS-6
1
2
3
4
5
0
0,5
1
-4 1
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 5QIAT-DS-6
1
2
3
4
5
0
0,2
0,4
0,6
0,8
1
-4 -2 0 2
Pro
bab
ilité
Z
CCO de l'item 6QIAT-DS-6
1
2
3
4
5
94
Chapitre 9 – Discussion
Retour sur les objectifs et les hypothèses
(1) Sélection des items
QIAT-SG. Tout d’abord, l’AFE a permis de confirmer les deux dimensions
théoriquement postulées, bien que la variance expliquée par le deuxième facteur soit
significativement plus basse que celle du premier et à peine supérieure à 1. Le fait que ce
deuxième facteur (lien émotionnel) soit cohérent avec la théorie a fortement appuyé la
décision de le conserver. Le premier facteur, quant à lui (lien collaboratif), représentant 57
% de la variance totale de l’échelle, peut être interprété comme un facteur moins spécifique
que celui associé au lien émotionnel; il est considéré comme l’essence de l’alliance, soit le
niveau d’engagement d’une dyade thérapeutique vers un but commun significatif (Bordin,
1979). D’ailleurs, il a été démontré à plusieurs reprises (Hatcher & Barends, 1996; Tracey &
Kokotovic, 1989) que les échelles d’alliance, dont le WAI, pouvaient être majoritairement
expliquées par un facteur global. À titre d’exemple, dans cette étude, le premier facteur du
WAI-SR explique 60% de la variance globale de l’échelle et est associé aux items mesurant
le consensus sur les tâches.
Par ailleurs, de façon surprenante, le partie « social » du lien socioémotionnel, soit les
items représentant respectivement le niveau d’engagement du thérapeute, sa capacité à
transmettre l’espoir et une confiance quant à son expertise, n’ont pas saturé de façon
préférentielle sur le facteur du lien émotionnel. En effet, ils présentaient plutôt une légère
préférence pour le lien collaboratif et une saturation croisée significative avec le lien
émotionnel. Étant donné leur aspect non spécifique en lien avec les dimensions postulées
théoriquement, ces items ont été éliminés. À notre connaissance, cette étude était la première
à tenter de vérifier empiriquement la théorie proposée par Hatcher (2006) unifiant le lien
d’appréciation (composé des attitudes facilitatrices de Rogers; 1957) et le lien de
potentialisation (en lien avec la théorie de l’influence sociale de Strong; 1961) pour
caractériser plus finement la dimension du lien émotionnel de Bordin (1979). Les résultats
de cette étude ne soutiennent donc pas le regroupement de ces deux concepts. De plus, les
aspects d’influence sociale sont davantage saillants théoriquement au début du suivi, d’abord
en ce qui a trait à la perception de l’alliance par les clients (Hatcher & Barends, 2006) et
ensuite, en lien avec leur impact pour provoquer des changements thérapeutiques, notamment
95
en combattant les effets de la démoralisation (Frank & Frank, 1993; Hatcher, 2010). Comme
nous voulions créer un outil de mesure de l’alliance utile dans toutes les phases du suivi, leur
élimination est d’autant plus justifiable dans la version « dernière séance » du QIAT, où les
items se doivent de rester pertinents même dans les phases plus avancées du suivi.
Ensuite, même si les items 13 et 14, représentant la négociation des tâches, saturent
préférentiellement sur le lien collaboratif tel qu’anticipé, ils ont une saturation croisée
supérieure aux autres items (quoique le niveau de cette dernière soit jugé comme acceptable
selon Tabachnick et Fidell[2013]) dans la version « suivi global ». Cela pourrait être dû,
d’une part, au fait que ces items réfèrent directement à l’intervenant plutôt qu’à la dyade en
comparaison aux autres items du lien collaboratif. D’autre part, cela pourrait être dû au fait
que le terme « façon de travailler », utilisé pour décrire l’approche thérapeutique dans ces
deux items, est trop général et inclut non seulement la façon de faire (méthode et technique
de travail) ce sur quoi la théorie de Bordin met l’accent, mais également la façon d’être de
l’intervenant, qui réfère à ses qualités socio-affectives, notamment sa sensibilité, nécessaire
pour un ajustement efficient aux préférences du client. Ainsi, afin de mettre davantage
l’accent sur (1) la mutualité et (2) sur la méthode utilisée pour travailler sur les difficultés,
nous proposons que l’item 13 soit modifié pour « La méthode que nous utilisons pour
travailler sur mes difficultés a du sens pour moi » et que l’item 14 soit changé pour « Nous
adaptons la façon de travailler sur mes difficultés en fonction de mes besoins actuels ».
Quant aux propriétés psychométriques du QIAT-SG telles qu’évaluées à partir de la
TCT, il est un peu surprenant de noter que l’item 4 « Mon intervenant est à l’aise d’aborder
des thèmes suscitant des émotions inconfortables chez moi lorsque c’est utile pour mon
cheminement » possède la CIT la plus basse de tous les items, ainsi que le deuxième niveau
de difficulté le plus faible (derrière l’item 5). En lien avec la CIT, il est probable que les
aspects de négociation qu’il incarne (dans ce cas, le confort de l’intervenant avec les émotions
négatives) expliquent ce lien moins fort avec le score total de l’échelle, comme il s’agit d’un
nouvel aspect que nous avons voulu intégrer à la théorie de Bordin. D’ailleurs, l’item 3 « Je
sens que je peux exprimer mes frustrations ou mes insatisfactions envers mon intervenant
sans que cela ne change son attitude envers moi », représentant également un aspect du
confort du thérapeute avec les émotions négatives, présente le deuxième CIT le plus bas après
96
l’item 4. Dans tous les cas, les CIT demeurent à un niveau qui n’invalide pas leur lien avec
le construit global. Ensuite, concernant le niveau de difficulté plus faible de l’item 4, il est
possible que la locution « être à l’aise » soit trop permissive et vague, occasionnant un
endossement généralisé du construit représenté par cet item, qui reste selon nous fort
pertinent d’un point de vue clinique et théorique. Ainsi, nous croyons que la modification
suivante permettrait de mettre davantage en lumière l’aspect de confrontation inhérente au
concept de négociation (Doran, 2016) tout en conservant le contenu de l’item, augmentant
de fait possiblement son niveau de difficulté : « Mon intervenant est à l’aise de me confronter
à des sujets ou des thèmes suscitant des émotions inconfortables chez moi lorsque c’est utile
pour mon cheminement ». Nonobstant cette légère modification, il faut aussi noter que cet
item fait appel à la capacité du client à s’imaginer les capacités de son thérapeute et donc
qu’une faible capacité à mentaliser les habiletés de l’intervenant menant possiblement à une
idéalisation de ces dernières ait pu biaiser à la hausse les scores à cet item pour certains
clients. À ce titre, il serait pertinent de pouvoir valider cet item avec un échantillon constitué
de clients possédant de plus faibles capacités de mentalisation, comme les gens souffrant de
troubles sévères de la personnalité ou de troubles psychiatriques sévères et persistants
(schizophrénie, maladie bipolaire, etc.), afin d’identifier comment cette caractéristique
influence le score et la validité de cet item.
De façon globale, nous n’avons pas réussi à minimiser l’effet plafond assez
universellement observé dans les outils mesurant l’alliance thérapeutique (Horvath, 2018) et
ce, malgré un effort conscient pour créer des items plus difficiles, et moyennant d’ailleurs
des modifications de trois des quatorze items suite à l’étude de validation préliminaire de la
première version du QIAT. En effet, dans la présente étude, le WAI-SR a obtenu un score
total moyen significativement inférieur à celui du QIAT-SG-10, avec une taille d’effet faible
à moyenne (d=.39). On peut cependant penser que le type d’ancrage utilisé dans le QIAT, de
type « intensité » et variant entre « Pas du tout » à « Totalement », en comparaison à ceux
utilisés dans le WAI-SR, de type « fréquence » et variant entre « Rarement » et « Toujours »,
soit le principal responsable de cet écart entre les moyennes des deux échelles. Plus
précisément, le niveau inférieur « Rarement » nous apparait plus facilement endossable que
« Pas du tout », ce qui a pu influencer à la hausse les scores aux items du QIAT en
comparaison à ceux du WAI-SR. En effet, pour le QIAT-SG, le choix de réponse « Pas du
97
tout » a été sélectionné en moyenne 2.14 fois moins fréquemment que le choix de réponse
« Rarement » pour le WAI-SR. Ainsi, lorsqu’on compare des items « homonymes » des deux
questionnaires ayant des contenus très similaires, comme l’item 1 du QIAT-SG « Je sens que
j’ai de la valeur comme personne aux yeux de mon intervenant» (M=4.27, ET=.90) et l’item
9 du WAI-SR « Je sens que mon intervenant m’apprécie » (M=4.03, ET=1.05), on constate
des niveaux moyens d’endossement significativement inférieurs pour l’item du WAI-SR
(t(206) = 4.06, p<.01, d = -.31) et une corrélation de seulement r=.64 entre ces deux items
« homonymes ». De façon intéressante, cette taille d’effet est très similaire à celle
représentant la différence de la moyenne des items des deux échelles; on peut donc faire
l’hypothèse qu’avec des ancrages similaires, les deux échelles auraient des scores moyens
équivalents. Cependant, même si un changement des ancrages du QIAT-SG-10 pour des
fréquences allant de « Rarement » à « Toujours », comme ceux utilisés dans le WAI-SR,
aurait éventuellement le potentiel de diminuer l’effet plafond observé dans les données issues
de ce mémoire, nous considérons que la perte de spécificité du QIAT-SG-10 en comparaison
avec le WAI-SR que cela occasionnerait serait un compromis trop coûteux. En effet, face à
la multiplicité de questionnaires mesurant l’alliance déjà existants, nous privilégions de
maintenir cette caractéristique du QIAT-SG-10 afin d’en justifier son existence. En effet, la
concordance des ancrages utilisés dans la version « dernière séance » et « suivi global » du
QIAT est en soi une importante valeur ajoutée de notre questionnaire par rapport aux outils
de mesure de l’alliance les plus populaires, qui n’ont d’ailleurs pas été créés spécifiquement
dans le but de pouvoir mesurer l’alliance selon différentes temporalités.
Par rapport à la variabilité des items du QIAT-SG-10, nous constatons que cette
dernière est nettement améliorée par rapport à celle de la version préliminaire; le changement
des ancrages de type « niveau d’accord » allant de « Fortement en désaccord » à « Fortement
en accord » pour les ancrages de type « intensité » présentés ci-haut a donc permis plus de
variation dans les réponses des participants et a amélioré les propriétés psychométriques de
l’échelle. À ce sujet, nous croyons que la modification proposée ci-haut augmentera
également probablement cette variabilité. Malgré tout, certains items conservent un niveau
assez faible de variation dans la version actuelle, et cette dernière est proportionnelle en
général au niveau de facilité des items. En comparaison avec le WAI-SR, cette variabilité est
cependant du même ordre de grandeur et diminue au même rythme, c’est-à-dire lentement et
98
progressivement, plus le nombre de séances écoulées depuis le début du suivi augmente.
Ainsi, aucune des échelles ne se démarque à cet égard. Quant aux indices de cohérence
interne, les alphas de Cronbach des scores totaux et aux sous-échelles sont nettement
appréciables pour la version finale du QIAT-SG-10 et comparables à ceux du WAI-SR.
QIAT-DS. La sélection finale des items formant le QIAT-DS-6 a été fortement
influencée par la constance du niveau de difficulté (le plus élevé possible) et de variabilité
(la plus grande possible) des items selon les phases du traitement, étant donné son utilisation
envisagée dans les thérapies informées par la rétroaction. À ce titre, il est intéressant de noter
que le QIAT-DS-6 se démarque par une moyenne par item plus basse que pour le SRS (taille
d’effet légère à modérée), bien qu’elle ne diffère pas de celle du SAI. Ce niveau de difficulté
moyen plus bas pour le SRS peut potentiellement s’expliquer par le type d’ancrage utilisé,
dans ce cas-ci une échelle visuelle analogue (EVA). En effet, comme il sera expliqué plus en
détail ci-bas, ce genre d’ancrage a tendance à favoriser l’endossement des options extrêmes
(Kersten, White, & Tennant, 2010); couplé à un effet plafond inhérent au construit d’alliance
thérapeutique, il est probable que cela ait contribuer significativement à une prédilection
biaisée des cotations à l’extrémité supérieure de l’échelle. En effet, 54% des items ont reçu
une cotation de ≥ 9.0/10.0 et 34%, une cotation de 10.0/10.0. On peut donc sans se tromper
affirmer que l’EVA du SRS empire l’effet plafond associé à la mesure de l’alliance
thérapeutique, contrairement à ce que son très grand nombre de choix de réponse
possiblement endossables pourrait évoquer. La variance du QIAT-DS-6, quant à elle, ne se
distingue pas de celle deux autres échelles ultra-brèves et demeure, comme pour le QIAT-
SG-10 et le WAI-SR, de même ordre de grandeur selon les différentes phases de suivi,
diminuant légèrement et progressivement avec le temps. Il en va de même pour les indices
de cohérence interne du score global et aux sous-échelles des questionnaires ultra-bref, qui
offrent tous des niveaux nettement appréciables de cet indice de fiabilité.
Par contre, lorsque l’on analyse la fiabilité comparative de ces outils de mesure à
l’aide de la TRI et des CCO de chacun des items les constituants, le QIAT-DS offre une plus-
value significative et digne de mention. En effet, bien que le regroupement des choix de
réponse du SRS sur l’EVA en cinq et dix catégories ordinales de taille égale soient arbitraire,
l’analyse des CCO de ses quatre items révèle à tout le moins que les participants sont
99
incapables de discriminer entre les 101 options de réponse offerte par l’EVA et ce,
particulièrement pour celles inférieures à 8/10. De fait, des chercheurs ont démontré que les
données issues des EVA se comportent comme des données ordinales, que les participants
tendent à ne pas utiliser l’étendue complète de l’échelle, surutilisant les extrêmes et
négligeant le milieu (Kersten et al., 2010), et que l’interprétation de l’aspect visuel de
l’échelle varie grandement selon les individus, ce qui peut biaiser les estimés du changement
entre les scores des échelles lorsqu’elles sont utilisées de façon répétées (Villanueva, del Mar
Guzman, Toyos, Ariza-Ariza, & Navarro, 2004), comme c’est le cas du SRS pour l’alliance
thérapeutique. En fait, les individus remplissant une EVA discrimineraient entre 4 et 10
catégories au maximum (Lerdal, Kottorp, Gay, & Lee, 2013; Thomee, Grimby, Wright, &
Linacre, 1995), ce qui est loin des 101 catégories dont ils disposent dans ces échelles. Par
conséquent, ces constatations, lorsqu’analysées de façon combinée au gonflement de l’effet
plafond mis en lumière précédemment, remettent sérieusement en doute l’adéquation de
l’utilisation d’une EVA pour mesurer l’alliance thérapeutique et donc la validité du SRS. En
outre, le QIAT-DS se démarque également du SAI, bien que de façon beaucoup plus
modérée, au niveau de l’aspect discriminatif de ses options de réponse tel qu’illustré par leurs
CCO respectives. L’item 1 du SAI, « Mon intervenant et moi nous respectons l’un l’autre »
est de loin le plus facilement endossé des items du SAI (et du WAI-SR), au point où aucun
des participants n’a choisi l’option inférieure; il est par conséquent impossible de tracer la
CCO de cette option. De plus, pour l’item 6 du SAI, « Je crois que la façon dont nous
travaillons sur mon problème est appropriée », les participants semblent avoir de la difficulté
à différencier entre l’option 2 « parfois » et 3 « assez souvent », possiblement à cause du
terme « appropriée », qui est très subjectif et vague. L’item 13 du QIAT-SG, « La façon de
travailler de mon intervenant a du sens pour moi », qui tente de cerner une idée très similaire,
est plus précise et présente d’ailleurs le plus haut niveau d’information de tous les items du
QIAT.
En lien avec les analyses factorielles exploratoires effectuées sur le QIAT-DS, les
mêmes observations que pour le QIAT-SG concernant la non-spécificité des items du lien
social ont été notées, sauf pour l’item 9 « J’ai confiance en l’expertise et les compétences
professionnelles de mon intervenant » qui sature préférentiellement sur le facteur de lien
émotionnel. Pour expliquer cette divergence, il est possible que les participants aient
100
davantage mis l’accent sur l’aspect de « confiance » et donc du lien affectif dans la version
« dernière séance » que sur les aspects « expertise » et donc davantage techniques et plus
facilement rattachables au lien collaboratif ainsi qu’à la négociation des méthodes
thérapeutiques dans la version « suivi global ». Dans tous les cas, le profil différentiel de
saturation sur les facteurs entre les deux versions du QIAT a été un argument supplémentaire
pour éliminer cet item de la version ultra-brève. De façon similaire à ce qui a été observé
dans le QIAT-SG, mais à une intensité plus grande, les items 13 et 14, représentant la
négociation des tâches thérapeutiques, ont présenté des saturations croisées significatives sur
les deux facteurs retenus. Il est possible que les participants aient davantage focussé sur les
aspects de sensibilité-flexibilité du thérapeute plutôt que sur les méthodes de travail dans la
version « dernière séance », ce qui justifie d’autant plus les modifications proposées plus haut
pour ces deux items. Nous avons préféré l’item 14 à l’item 13 pour représenter cette
dimension de l’alliance dans la version ultra-brève pour trois raisons. Premièrement, l’item
14 intégrait des aspects de négociation (flexibilité de l’intervenant), contrairement à l’item
13. Deuxièmement, il s’est révélé plus utile dans toutes les phases du suivi dans l’analyse de
sa variance selon la durée du traitement. Troisièmement, l’item 13 saturait encore plus sur le
facteur croisé (lien émotionnel) que l’item 14.
Ensuite, quatre items sur six du QIAT-DS-6 se retrouvent à intégrer des aspects de
négociation (soit le confort de l’intervenant avec les émotions négatives, soit sa flexibilité),
ce qui n’est le cas d’aucun des items du SRS et du SAI. Nous croyons fermement que cet
aspect constitue une plus- value significative de notre questionnaire. D’ailleurs les deux items
intégrant les aspects de confort avec les émotions négatives sont ceux qui corrèlent le moins
avec la satisfaction, ce qui appuie le fait que le QIAT se différencie davantage de ce concept.
De surcroit, si on se fie aux données de validité prédictive disponible pour cette dimension
dans l’Alliance Negotiation Scale (ANS), on peut penser que ces items permettent de prédire
une portion incrémentielle des résultats, non couverte par les autres échelles d’alliance les
plus utilisées, comme le WAI-SR (Jennifer M Doran, Safran, & Muran, 2017).
Enfin, deux des trois items formant la dimension du lien émotionnel du QIAT-DS-6
sont directement lié au travail collaboratif, ce qui répond à la critique de Hatcher (2006), qui
prône une meilleure différenciation entre la relation vraie (Gelso, 2009) et le lien affectif
101
nécessaire pour permettre une collaboration dirigée vers un but significatif (Bordin, 1979).
Même le troisième item, « Je me suis senti compris par mon intervenant », nous semble
davantage nécessaire au travail collaboratif que les items du lien affectif du SAI et du WAI-
SR comme « Je crois que mon intervenant m’aime bien » et « Mon intervenant et moi nous
respectons l’un l’autre » qui sont beaucoup plus généraux et réfèrent à une appréciation
globale. Encore une fois, le QIAT-DS-6 se démarque à cet égard comparativement au SRS
et au SAI, qui n’ont aucun item répondant à cette critique.
(2) Structure factorielle
Même si le lien social a été éliminé de la sélection finale du QIAT-SG et du QIAT-
DS, nous considérons que l’hypothèse de départ concernant la structure factorielle du
questionnaire, soit qu’un modèle à deux facteurs corrélés aurait les meilleures statistiques
d’ajustement, a été confirmée, tel que le soulignent ses meilleures statistiques d’ajustement
en AFC par rapport à celles des autres modèles testés. De plus, malgré qu’une structure
bidimensionnelle présente le meilleur équilibre entre la parcimonie et l’exhaustivité, le QIAT
peut être considéré comme ayant une structure relativement unidimensionnelle, car la
variance des deux facteurs spécifiques dans le modèle bifactoriel est presque nulle, et les
termes d’erreur des facteurs de premier ordre ne varient pas de façon significative dans le
modèle de deuxième ordre. La forte corrélation entre les deux facteurs met également en
lumière l’influence réciproque du lien émotionnel et collaboratif, ainsi que leur grande
proximité d’un point de vue conceptuel. En effet, il est logique qu’un meilleur lien affectif
entre l’intervenant et son client augmente leur chance de collaborer efficacement pour
atteindre leur but et que, à l’inverse, un travail collaboratif efficient ait un impact positif sur
le lien affectif. Ainsi, tel qu’anticipé, ces résultats soutiennent la validité du score total qui
peut être interprété comme une mesure globale et plus générale du niveau d’alliance
thérapeutique, bien que moins riche et précis que les scores aux dimensions du lien
émotionnel et collaboratif.
Par ailleurs, les analyses factorielles confirmatoires du QIAT-SG-10 soutiennent le
bien-fondé du regroupement de la négociation du rationnel (mythe), des objectifs et des
tâches thérapeutiques (rituels) en un seul facteur, tel que proposé par plusieurs chercheurs
(Hougaard, 1994; Marmar & Gaston, 1988; Martin, Garske, & Davis, 2000). Pour apporter
102
des nuances à cette affirmation, il est intéressant de noter que la première modification
suggérée par le test de Lagrange multivarié est l’ajout d’un lien entre les termes d’erreur des
deux items représentant la sous-dimension de la négociation des objectifs, qui se démarquent
donc des autres items de la dimension du lien collaboratif de par leur plus haut degré de
variance partagée. Bien que cette modification aurait permis d’améliorer les statistiques
d’ajustement du QIAT-SG-10, celle-ci n’a pas été effectuée, car nous considérions que
l’ajustement du modèle aux données était suffisamment bon. Dans le même ordre d’idée,
pour le WAI-SR, les quatre items portant sur le consensus sur les objectifs se regroupent
clairement sur un facteur distinct du consensus sur les tâches thérapeutiques. Ces deux
dernières constatations alimentent ainsi le débat concernant la dimensionalité de l’alliance
thérapeutique, qui demeure ouvert. Par contre, il faut préciser que trois des quatre items
représentant la dimension du consensus sur les tâches dans le WAI-SR recoupent
particulièrement les construits de la satisfaction des soins reçus et les attentes favorables de
résultats (Falkenström et al., 2015), comme il le sera expliqué plus en détail ci-bas. Par
conséquent, il est possible que des items recoupant moins le concept de la satisfaction des
services et plus proches de la définition originale de Bordin, comme c’est le cas dans le QIAT,
se différencient moins de la négociation des objectifs et puissent être adéquatement
représentés par un seul facteur. En effet, si nous conduisons une AFE sur les items du WAI-
SR en remplaçant les trois items du consensus sur les tâches liées fortement à la satisfaction
par les deux items de la négociation des tâches du QIAT-SG-10, ce facteur fusionne avec
celui du consensus sur les objectifs pour ainsi former une structure bidimensionnelle, comme
dans le QIAT-SG-10, soit le lien émotionnel et le lien collaboratif. Ensuite, les résultats des
AFC confirment qu’il est possible d’intégrer des aspects de négociation à la définition
classique de Bordin sans affecter de façon significative la qualité de la structure factorielle
du questionnaire.
Finalement, le QIAT-SG-10 ne se démarque pas significativement du WAI-SR quant
à ses statistiques d’ajustement au meilleur modèle en AFC, qui sont dans les deux cas de
niveau au moins acceptable et qui confirment les dimensions théoriquement postulées pour
chacun des instruments, soit un modèle à deux facteurs corrélés pour le QIAT-SG-10 et un
modèle à 3 facteurs corrélés pour le WAI-SR. Par contre, le QIAT-DS-6 se démarque
significativement du SAI, et encore plus du SRS, en ce qui a trait à la qualité de ses
103
statistiques d’ajustement en AFC. Pour le SAI, l’item 6 « Je crois que la façon dont nous
travaillons sur mon problème est appropriée » semblent donc être légèrement plus relié au
lien émotionnel qu’au lien collaboratif. Comme évoqué plus haut, il est possible qu’un plus
fort accent sur les méthodes et les techniques utilisées pour travailler sur le problème aurait
permis une saturation plus forte de cet item sur le lien collaboratif, par exemple en
reformulant l’item en « Je crois que la méthode et les techniques que nous utilisons pour
travailler sur mon problème sont appropriées ». Ensuite, force est de constater que la structure
unidimensionnelle théoriquement postulée pour le SRS ne s’ajuste pas bien aux données de
la présente étude, ce qui remet sérieusement en doute la validité de cette échelle. À ce sujet,
nous n’avons pu identifier aucune étude révisée par les pairs ayant testé la structure factorielle
du SRS. De façon intéressante, dans sa thèse de doctorat, Cazauvieilh (2018) a également
identifié des problèmes dans l’ajustement de ses données à une structure factorielle en AFC
pour le SRS. Au final, les quatre items du SRS ne semblent pas suffisamment corrélés les
uns aux autres pour être suffisamment bien circonscrits par un seul facteur, ce qui fait du
sens, considérant que chaque item représente quatre construits distincts, bien que fortement
inter-reliés, soit les trois dimensions de l’alliance thérapeutique de Bordin (items 1, 2, 3) et
la satisfaction des soins (item 4).
(3) Validité convergente
QIAT-SG. Un lien très fort a été identifié entre les scores totaux du QIAT-SG-10 et
ceux du WAI-SR (r=.81), ce qui soutient certainement la validité convergente de notre
questionnaire, mais soulève un questionnement concernant sa plus-value, étant donné la
multiplicité des échelles de mesure d’alliance déjà existants et son haut degré de recoupement
avec le questionnaire le plus couramment utilisé pour mesurer ce construit. Par contre, si l’on
se fie au critère de redondance entre deux construits de Tabachnick et Fidell (2013), soit une
corrélation bivariée supérieure à .75, force est de constater que les questionnaires mesurant
l’alliance dépassent fréquemment ce seuil, par exemple le CALPAS (r=.80 avec le WAI;
Hatcher et Barends, 1996) et l’ANS (r=.82; Doran et al., 2017), qui ont pourtant été construits
sur des bases théoriques différentes que celle de Bordin. Il faut préciser à cet égard que les
corrélations bivariées sont une statistique imparfaite pour mesurer le degré de convergence
de deux questionnaires, car le fait que les scores totaux de ces deux mesures varient dans le
même sens ne revient pas à dire qu’ils mesurent le même construit (Seidel, Andrews, Owen,
104
Miller, & Buccino, 2017). À titre d’exemple, la taille et le poids des individus varient
généralement dans le même sens dans une population, car elles rendent compte en partie d’un
autre construit qui les relie, soit la croissance, et non car elles mesurent le même construit.
Par ailleurs, il est intéressant de noter que l’intensité du lien diminue sous le seuil de
redondance lorsque l’on ne considère que les données des participants dont la dernière séance
remonte à moins d’une semaine. En effet, on peut penser que ces données sont plus fiables
et précises, car il est fort probable que les cotations des échelles d’alliance s’homogénéisent
plus le temps s’allonge entre la séance et le temps de cotation, les scores devenant davantage
impressionnistes et perdant de leur aspect discriminant avec le temps. Par ailleurs, il ne fait
aucun doute que la dimension du lien émotionnelle du QIAT-SG, dont les niveaux de
corrélation sont plus modérés, autant avec les scores totaux du WAI-SR (r=.68) qu’avec sa
dimension homonyme (r=.66), est suffisamment distincte pour en justifier son existence.
Cette distinction est d’ailleurs probablement une conséquence de la bonification de la
dimension du lien émotionnel de Bordin par les attitudes facilitatrices de Rogers (1957), les
aspects de négociation (confort avec les émotions négatives et la flexibilité de l’intervenant;
Safran et al., 2010) ainsi que du lien plus clair de ces items avec le travail collaboratif, tel
que suggéré par Hatcher (2006).
QIAT-DS. Pour la version « dernière séance » ultra-brève du QIAT, l’intensité du
lien avec les scores totaux au SRS (r=.71) consiste selon nous en en bon équilibre entre le
degré de convergence des instruments et un certain degré de spécificité, ce qui est moins le
cas pour le SAI (r=.85). Lorsque l’on ne prend en compte que les données des participants
dont la dernière séance remonte à moins d’une semaine, l’intensité du lien diminue (r=.80),
mais pas autant que désiré pour considérer un degré suffisant de distinction entre les deux
construits. Ainsi, il est surprenant de constater que l’intensité du lien entre le SAI (et sa
version longue, le WAI-SR) est plus élevée que le lien entre le QIAT-DS et le QIAT-SG, qui
mesurent respectivement l’alliance lors de la dernière séance et celle depuis le début du suivi
de façon globale. Ces résultats sont difficilement explicables d’un point de vue théorique et
doivent subir l’épreuve de la réplication avant de pouvoir tirer des conclusions définitives. Il
faut dire que bien que cette distinction soit statistiquement significative, l’écart est faible et
probablement non signifiant d’un point de vue clinique. Aussi, il faut préciser que la mise en
comparaison des scores totaux au QIAT-DS-6 et au SAI est moins appropriée que le vis-à-
105
vis avec le SRS, car les énoncés du SAI réfèrent au suivi global au lieu de référer à la dernière
séance. Dans tous les cas, bien que le degré de recoupement du QIAT-SG-10 et du QIAT-
DS-6 soit légèrement plus élevé qu’attendu, nous croyons que les autres distinctions et plus-
values évoquées ci-haut et qui suivent sont suffisantes pour en justifier leur existence.
(4) Validité discriminante
Tel qu’attendu, les scores totaux aux deux versions du QIAT ne corrèlent pas
significativement avec une mesure de la désirabilité sociale, ce qui est cohérent avec les
résultats des études de validation des autres mesures d’alliance fréquemment utilisées (Doran
et al., 2016; Gaston, 1991; Reese et al, 2013).
De plus, la très faible magnitude des liens identifiés entre le niveau de détresse
psychologique (r=-.17 pour le QIAT-SG-10 et r=-.10 pour le QIAT-DS-6) soutient leur
validité discriminante, encore plus si on les compare à ceux identifiés dans d’autres études
de validation de questionnaires d’alliance thérapeutique, comme le CALPAS (r=-.39 avec le
Symptom Checklist-10; Gaston, 1991) et l’ANS (r=-.29 avec le Symptom Checklist-11;
Doran et al., 2016). Il est intéressant de noter que le SRS semble significativement plus relié
au degré de détresse psychologique que le QIAT-DS-6 dans cette étude, bien que le lien
demeure faible (r=.22). Ceci pourrait s’expliquer entre autres par le format du SRS, constitué
d’une échelle visuelle analogue, plus subjective que des énoncés répondu à l’aide d’une
échelle de type Likert, et donc possiblement plus sensible au biais affectif chez des patients
déprimés par exemple. Bien qu’il soit concevable que des patients plus souffrants aient
davantage de difficulté à tisser une bonne alliance thérapeutique avec leur intervenant à cause
de leurs symptômes, il semble donc que le QIAT-DS-6 soit légèrement moins biaisé par les
symptômes que le SRS; une autre plus-value de ce questionnaire.
Les hypothèses d’absence de lien significatif avec différentes caractéristiques des
participants (âge, sexe, niveau d’éducation, motif principal de consultation), des intervenants
(sexe, concordance du sexe avec celui du client et type de professionnel) et du traitement
(type de suivi et d’approche psychothérapeutique) ont été confirmées, ce qui est cohérent
avec la littérature scientifique à ce sujet (Doran et al., 2016; Gaston, 1991; Horvath et
Greenberg, 1989; Luborsky et al., 1996). Concernant les résultats pour le type de
professionnel et de suivi (psychothérapeutique versus non psychothérapeutique), ces derniers
106
sont particulièrement intéressants, car à notre connaissance, ils n’ont jamais été évalués dans
d’autres études de validation de questionnaire d’alliance, mais aussi car ils suggèrent que les
scores au QIAT ne sont pas influencés par le type de professionnel ou de suivi, ce qui
légitimise son utilisation dans d’autres domaines que le psychothérapie, par exemple dans
des suivis médicaux. De fait, l’alliance thérapeutique n’est pas un concept uniquement valide
en psychothérapie, comme le démontrent les études qui confirment sa validité prédictive pour
les résultats thérapeutiques dans une grande variété de contexte de soins psychiatriques, dont
les cliniques externes, les soins hospitaliers, les centres de jours (Hansson & Berglund, 1992;
Neale & Rosenheck, 1995; Priebe & Gruyters, 1994; Salvio, Beutler, Wood, & Engle, 1992)
et même dans des suivis par des omnipraticiens (Cape, 2000). Il faut cependant interpréter
ces résultats avec prudence, car le nombre de participants suivis par d’autres types de
professionnels que des psychologues était assez faible pour plusieurs catégories (par exemple
seulement neuf éducateurs spécialisés et huit sexologues), ce qui augmente le risque d’erreur
de type II. Il serait donc intéressant de pouvoir vérifier ces résultats dans une autre étude
incluant davantage d’intervenants non psychologues.
(5) Validité concourante
Premièrement, en lien avec le niveau de satisfaction des soins, l’hypothèse d’un lien
modéré à fort a été confirmée, avec des résultats très similaires pour le QIAT-DS-6 (r=.77)
et le QIAT-SG-10 (r=.73). L’intensité de ce lien est également cohérente avec ce qui a déjà
été reporté dans la littérature, par exemple pour le WAI et l’ANS (r=.73 et .61 respectivement
avec le Client Satisfaction Scale; Doran et al, 2016) et le CALPAS (r=.66 avec le CSQ-8;
Gaston, 1991). Fait important, dans la présente étude, le QIAT-SG-10 et le QIAT-DS-6 ont
un niveau de redondance avec la satisfaction des soins reçus légèrement, mais
significativement moins important que le WAI-SR et sa version ultra-brève, le SAI. Ces
résultats mettent en lumière une autre plus-value du QIAT et répond en partie donc à la
critique voulant que les questionnaires mesurant l’alliance thérapeutique soient trop biaisés
par les résultats ou les attentes favorables, gonflant artificiellement les associations avec
différentes mesures de « outcome » et réduisant la validité discriminante avec cet autre aspect
du processus thérapeutique (Hatcher, 2006). En effet, comme mentionné précédemment, trois
des quatre items de la dimension du consensus sur les tâches thérapeutiques du WAI-SR
réfèrent spécifiquement au degré de satisfaction du client par rapport aux soins qu’il reçoit
107
ou mesurent carrément les résultats ou le changement obtenu jusqu’à présent ou anticipé
(Falkenström et al., 2015): «À la suite de ces consultations, je vois plus clairement comment
je pourrais être capable de changer », « Ce que je fais au cours de ce suivi me donne de
nouvelles façons d’envisager mon problème », « J’ai le sentiment que les choses que je fais
au cours de ces consultations vont m’aider à accomplir les changements que je souhaite ».
De fait, cette dimension du WAI-SR est plus fortement corrélée avec le CSQ-8 que ses autres
dimensions ou celles du QIAT-SG-10. De plus, la partie de la variance du WAI-SR non
expliquée par le QIAT-SG-10 (variance résiduelle) est significativement plus corrélée au
niveau de satisfaction que celle du QIAT-SG-10. En effet, près de la moitié de cette variance
unique du WAI-SR est expliquée par la satisfaction; on peut penser que celle-ci est causée
par ces trois items qui n’ont pas d’homonyme dans le QIAT. Ainsi, en tentant de sélectionner
des items de la dimension du consensus sur les tâches de la version longue originale du WAI
qui se distinguaient davantage du consensus sur les objectifs afin d’obtenir une structure
tridimensionnelle plus solide, Hatcher et Gillapsy (2006) semblent avoir non
intentionnellement créé une troisième dimension mesurant davantage les attentes favorables
que le consensus sur les tâches thérapeutiques, et gonflant donc la redondance avec la
satisfaction et les résultats. Même si nous sommes d’accord qu’il ne faut pas tenter d’éliminer
toute trace du sentiment d’utilité clinique ou d’espoir dans la définition opérationnelle de
l’alliance car, d’un point de vue expérientiel, à la fois les patients et les thérapeutes
conçoivent le changement comme étant inextricablement et réciproquement lié à l’alliance
(Krause et al., 2011), la force de cette association nous apparait excessive dans le cas du
WAI-SR, tel que démontré par l’étude qualitative du contenu des items de la dimension du
consensus sur les tâches et les résultats empiriques présentés ci-haut.
Deuxièmement, tel qu’anticipé, un lien négatif d’intensité faible avec le niveau de
dysfonctionnement de la personnalité, avec un aspect préférentiel pour la dimension
interpersonnelle, a été confirmé, ce qui corrobore les résultats obtenus dans les études de
validation du CALPAS (Gaston, 1991) et de l’ANS (Doran et al., 2016). De plus, la force de
cette association est similaire à celle identifiée pour les autres échelles d’alliance utilisées
dans cette étude. Ces résultats sont en phase avec le fait que le trouble de personnalité est le
seul diagnostic qui ait clairement et de façon récurrente été associé à des niveaux d’alliance
plus faibles (Bender, 2005), plus précisément à cause des niveaux d’hostilité (Hersoug,
108
Monsen, Havik, & Høglend, 2002), ainsi que des difficultés d’affirmation de soi et
d’évitement social (Doran et al, 2019) dont peuvent faire preuve ces clients, affectant
respectivement le niveau d’alliance et les aspects de négociation de l’alliance thérapeutique.
L’alliance étant avant toute chose un processus interpersonnel, il n’est pas étonnant que des
difficultés de la personnalité chez le client influencent négativement son développement.
Forces de l’étude
Ce mémoire présente plusieurs forces. D’abord, nous croyons que le processus ayant
mené à l’opérationnalisation d’une définition modernisée de l’alliance thérapeutique présente
un haut niveau d’intégration des connaissances accumulées sur le sujet d’un point de vue à
la fois historique, théorique et empirique, et également d’un processus délibératif et réflexif
rigoureux. Ensuite, la méthodologie utilisée pour opérationnaliser cette définition à l’aide
d’énoncés d’attitudes s’est également faite de façon rigoureuse, en passant par un processus
itératif de création d’items et une évaluation de la qualité de ces derniers par un comité
d’experts. Le fait d’avoir procédé à une étude de validation préliminaire a également permis
de peaufiner le contenu et le format du questionnaire afin d’en améliorer les propriétés
psychométriques et la validité.
En ce qui a trait à la méthodologie utilisée pour la validation du QIAT, la diversité de
l’échantillon utilisé constitue également une force de l’étude. En effet, les participants
présentaient non seulement des caractéristiques sociodémographiques variées (à l’exception
du sexe des participants, ce dont il sera question plus bas), mais ils fréquentaient une grande
variété de types d’intervenants et pas seulement des psychologues, comme c’est le cas dans
la plupart des études de validation des outils de mesure de l’alliance thérapeutique. Les
approches thérapeutiques rapportées par les patients étaient également variées. Plusieurs ont
même noté que leur suivi ne se faisait pas dans le cadre d’une psychothérapie. Aussi, les
participants ont rapporté des durées de suivi très variables, dont des suivis très prolongés, ce
qui a été utile pour démontrer la pertinence de la version « dernière séance » du QIAT, car
nous voulions confirmer que les énoncés de cette version demeuraient pertinents même dans
les phases avancées du traitement. De plus, le tiers des patients présentaient des niveaux de
détresse psychologique et de dysfonctionnement de la personnalité compatible avec un
niveau pathologique, pour qui l’alliance thérapeutique peut être plus difficile à élaborer; d’où
109
la pertinence d’en valider les questionnaires la mesurant dans ce type de clientèle. On peut
donc dire que le QIAT a été validé auprès d’un échantillon très varié (et donc hautement
généralisable) qui correspond à la clientèle avec lequel il sera utilisé, tant en recherche qu’en
clinique, notamment dans les thérapies informées par la rétroaction. Enfin, le nombre de
participants recrutés a été suffisant pour effectuer la grande majorité des analyses statistiques.
La multiplicité des analyses statistiques et qualitatives effectuées afin de sélectionner
les meilleurs items du QIAT-SG et pour la version ultra-brève du QIAT-DS est également
une grande force de l’étude. Nous avons également intégré la TRI pour sélectionner les
meilleurs items du QIAT-DS et pour le comparer aux autres échelles ultra-brèves d’alliance,
ce qui n’a pas été effectué fréquemment auparavant. Ces analyses ont d'ailleurs permis de
révéler d’importantes lacunes pour le SRS et mis en évidence d’importants avantages du
questionnaire développé dans le présent mémoire. L’exhaustivité du processus d’évaluation
du réseau nomologique du QIAT est certainement une autre force, un très grand nombre de
variables ayant pu soutenir les éléments de validité convergente, discriminante et
concourante. Finalement, l’étude de la validité incrémentielle (effet plafond, variabilité,
structure factorielle, redondance avec la satisfaction) du QIAT en comparaison au WAI-SR
et au SRS a permis de mettre en relief de façon plus explicite la plus-value du présent
questionnaire afin d’en justifier l’existence.
Limites de l’étude
Nonobstant les forces évoquées ci-haut, plusieurs limites sont importantes à
expliciter. Concernant la qualité de l’échantillon dans lequel le QIAT a été validé, il faut
mentionner que très peu d’hommes ont participé à l’étude, ce qui limite la généralisation des
résultats à cette population. Il faut dire que ces derniers ont beaucoup moins tendance à
consulter pour des problèmes reliés à la santé mentale que les femmes (Cox, 2014), ce qui
peut expliquer en partie cette constatation. Ensuite, la méthode de recrutement privilégiée,
de type échantillon de convenance, est non probabiliste, ce qui empêche toute inférence de
causalité entre les variables et a pu nuire à l’obtention d’une distribution normale pour
certaines variables, dont les scores totaux aux échelles mesurant l’alliance thérapeutique,
gonflant l’effet plafond observé, comme les clients ayant une bonne alliance avec leur
intervenant sont plus susceptibles d’avoir été motivés à participer à l’étude, malgré les efforts
110
déployés à ce niveau pour favoriser le recrutement de clients ayant une expérience plus
négative de leur suivi. Par ailleurs, toutes les données ont été autorapportées par les
participants, limitant la fiabilité des réponses pour certaines variables, dont le type
d’approche thérapeutique préconisée par l’intervenant. Toutefois, nous ne pensons pas que
cet aspect ait significativement biaisé les résultats principaux de l’étude.
Ensuite, les deux versions du QIAT (dernière séance et suivi global) ont été
administrées côte à côte, ce qui a pu augmenter artificiellement la corrélation très élevée
(r=.88) obtenue entre ces questionnaires et donc nuit à la mise en relief de leur spécificité.
Aussi, la validité de l’adaptation de l’échelle visuelle analogue du SRS en format
électronique sur le site web sécurisé LimeSurvey n’a pas pu être vérifiée, et il n’est donc pas
possible d’affirmer que cette dernière est équivalente à la version papier.
La principale limite méthodologique de cette étude réside dans le fait que les
participants ont coté leur niveau d’alliance thérapeutique jusqu’à quatre semaines après leur
dernière séance, ce qui a pu affecter plus particulièrement la validité des données des
questionnaires mesurant l’alliance lors de la dernière séance, notamment en causant
potentiellement des cotations plus impressionnistes et moins précises et en augmentant ainsi
artificiellement les corrélations entre les items intra-échelle et inter-échelles. Ces corrélations
étant à la base des analyses factorielles, du calcul de la cohérence interne et de l’étude de la
validité convergente, discriminante et concourante, les résultats de la présente étude doivent
donc être interprétés avec précaution. Un effort a cependant été effectué afin de vérifier que
les résultats des analyses ne différaient pas significativement lorsque l’on ne tenait compte
que des participants dont la dernière séance remontait à moins d’une semaine. Lorsque ces
résultats différaient, ils ont été signifiés. Cette attention a donc permis d’atténuer ce biais.
Malgré ces écueils, nous avons tout de même décidé d’utiliser les données des participants
dont la séance était plus lointaine car une proportion plus grande de ceux-ci avait rapporté
des niveaux d’alliance plus bas, augmentant de ce fait la variabilité des échelles.
Finalement, concernant les tests statistiques, des analyses non paramétriques ont dû
être effectuées pour les comparaisons de groupes étant donné le très faible nombre de
participants dans certains des groupes, limitant la puissance des résultats obtenus pour l’étude
des variables catégorielles en validité concourante. Aussi, étant donné que la première phase
111
de recrutement a dû être cessée prématurément en raison de problèmes significatifs identifiés
dans les premières versions des QIAT, le nombre de participants recruté lors de la deuxième
phase n’a pas été suffisant pour permettre d’effectuer les AFE et les AFC sur deux
échantillons séparés, ce qui augmente donc artificiellement les statistiques d’ajustement
obtenues dans les analyses factorielles confirmatoires effectuées, rappelons-le, sur des items
sélectionnés en partie selon leur niveau de saturation sur les facteurs retenus en analyse
exploratoire. Les résultats obtenus en AFC nécessitent donc d’être répliqués dans un autre
échantillon afin de s’assurer de la stabilité de la structure factorielle identifiée dans les deux
versions.
Pistes de recherches futures
D’abord, afin de s’assurer de la fidélité des données de validation obtenues dans ce
mémoire, il serait important de pouvoir répliquer ces résultats dans d’autres échantillons.
Pour ce faire, nous recommandons d’apporter les modifications de contenu mineures
proposées afin d’améliorer la saturation des items représentant la dimension de la négociation
des tâches thérapeutiques et pour diminuer l’effet plafond (Annexe 5). Ensuite, pour
minimiser les biais méthodologiques identifiés dans la présente étude, nous suggérons de
choisir un échantillon composé davantage d’hommes et de considérer un laps de temps
minimal entre la séance et la passation de l’instrument. L’utilisation d’un échantillon clinique
composé de participants consultant en cliniques privées par exemple ou en cliniques externes
spécialisées en psychiatrie pourrait permettre un ajout majeur aux données existantes. À ce
titre, il pourrait être particulièrement intéressant de valider le QIAT dans une clinique de
patients atteints de trouble de personnalité, étant donné les défis associés à une telle clientèle
en ce qui concerne le développement de l’alliance et le potentiel d’autant plus grand
d’amélioration des résultats thérapeutiques y étant corolaire. Il serait également judicieux de
tester en concomitance la version thérapeute du QIAT qui n’a pas été validée dans ce
mémoire afin notamment d’en dégager les similitudes et les distinctions d’avec la version
patient. Ainsi, le degré de cohérence entre les items remplis par les clients et les intervenants
pourrait faire office de critère supplémentaire permettant une possible révision des items
ayant été sélectionnés pour la version finale du QIAT. Une nouvelle étude de validation
permettrait également de confirmer la structure factorielle identifiée dans ce mémoire.
112
Ensuite, il nous apparait primordial de vérifier la validité prédictive du QIAT sur les
résultats thérapeutiques (niveau de symptômes, fonctionnement interpersonnel, qualité de
vie) et les abandons prématurés à l’aide d’un devis longitudinal. Il serait particulièrement
intéressant de tenter de vérifier l’aspect incrémentiel de ce pouvoir prédictif par rapport aux
autres échelles de mesure de l’alliance déjà existantes. Tel que mentionné précédemment,
l’intégration des aspects de négociation et une moins grande emphase sur les aspects
d’attentes favorables et de satisfaction dans le QIAT nous portent à croire que ces éléments
pourraient permettre une prédiction d’une partie unique de la variance des résultats
thérapeutiques non couverte par le WAI-SR. La confirmation de telles hypothèses justifierait
d’autant plus l’existence du QIAT parmi la panoplie d’échelles de mesure de l’alliance déjà
existante.
Par ailleurs, en lien avec la version ultra-brève mesurant l’alliance lors de la dernière
séance, il serait pertinent de mesurer l’alliance de séance en séance avec ce questionnaire afin
d’en calculer la sensibilité au changement et l’indice de changement fiable (reliable change
index). Une telle procédure permettrait également de vérifier la stabilité de sa structure
factorielle à travers le temps en utilisant des analyses d’invariance factorielles longitudinales
(Falkenström et al., 2015). Ces analyses permettraient d’étoffer davantage la validité du
QIAT afin d’en favoriser l’utilisation autant en clinique dans les thérapies informées par la
rétroaction qu’en recherche pour aider à caractériser la relation entre les patrons de variation
de l’alliance de séance en séance et les autres processus individuels et relationnels actifs en
psychothérapie, dont les changements thérapeutiques.
113
Conclusion
Synthèse et implications
Le but de ce mémoire était de construire une nouvelle échelle de mesure
opérationnalisant une définition modernisée et intégrative de l’alliance thérapeutique,
solidement ancrée dans la théorie de Bordin, mais actualisée à partir des avancées et des
écueils théoriques et méthodologiques identifiés dans la littérature scientifique sur le sujet.
Pour débuter, une révision exhaustive de la littérature (théories et données
empiriques) a permis de définir l’alliance thérapeutique comme processus interpersonnel pan
théorique, dynamique, et fluctuant (marqué par des ruptures et des réparations), qui émerge
d’une négociation intersubjective constructive entre les besoins relationnels asymétriques du
thérapeute et du patient, concernant deux dimensions, soit le lien collaboratif (négociation du
rationnel, des objectifs et des tâches) et le lien socioémotionnel spécifiquement nécessaire au
travail collaboratif délibéré.
Puis, un long processus intégrant créativité et rigueur méthodologique a permis
l’élaboration d’un questionnaire intégratif de l’alliance thérapeutique, le QIAT, une échelle
de mesure composée de 14 énoncés d’attitude associés à cinq options d’une échelle de
réponse de type Likert. Plusieurs versions ont été créées pour augmenter la flexibilité de son
utilisation, au niveau de la langue (version francophone et anglophone), de la temporalité
(version « suivi global » et « dernière séance ») et du point de vue du répondant (version
client et intervenant), mais ce sont les versions francophones auto-rapportées par le client
mesurant l’alliance perçue globalement depuis le début du suivi et lors de la dernière séance
qui ont fait l’objet d’une étude de validation exhaustive dans le présent mémoire.
Un processus de sélection des meilleurs items intégrant la théorie classique des items,
l’analyse factorielle exploratoire, la théorie de réponse aux items, ainsi que plusieurs autres
critères visant à minimiser les écueils identifiés dans la littérature scientifique sur l’alliance,
a mené à la création du QIAT-SG-10, composé de 10 items mesurant l’alliance telle que
perçue globalement depuis le début du suivi par le client, et du QIAT-DS-6, une échelle ultra-
brève de six items mesurant les variations de l’alliance de séance en séance et conçue
notamment pour être utilisée dans les thérapies informées par la rétroaction.
114
Plusieurs analyses statistiques ont permis de démontrer les excellentes qualités
psychométriques des deux versions finales de ce questionnaire, qui ont été comparées,
d’abord pour le QIAT-SG-10, au WAI-SR, l’échelle mesurant l’alliance globale depuis le
début du suivi la plus utilisée, et ensuite, pour le QIAT-DS-6, à la version ultra-brève de six
items du WAI-SR, le SAI, ainsi qu’au SRS, une des échelles ultra-brève les plus utilisées
dans le paradigme des thérapies informées par la rétroaction.
D’abord, les scores totaux et aux sous-échelles ont présenté des indices de cohérence
interne nettement appréciables et comparables à leur vis-à-vis et ce, malgré deux items de
moins que le WAI-SR pour le QIAT-SG-10, maximisant ainsi son utilisation en augmentant
sa rapidité d’exécution. Le QIAT-DS-6 a, quant à lui, présenté de nets avantages face au
SRS, et dans une moindre mesure face au SAI, en ce qui a trait à sa fidélité en TRI telle que
mise en lumière par une meilleure capacité de ses différentes options de réponses à
discriminer les unes des autres dans les CCO.
Ensuite, les analyses factorielles ont confirmé que le modèle théorique à deux facteurs
corrélés (lien émotionnel et lien collaboratif) était celui qui s’ajustait le mieux aux données,
avec des statistiques d’ajustement acceptables à appréciables pour le QIAT-SG-10, et
uniformément appréciables pour le QIAT-DS-6 et ce, sans avoir à apporter de modifications
au modèle. Le QIAT-DS-6 s’est même significativement démarqué du SRS à ce niveau, pour
qui la structure unidimensionnelle présumée n’a pas pu être confirmée en AFC, et dans une
moindre mesure, du SAI, pour qui un item nécessitait une saturation croisée afin que la
structure à deux dimensions corrélées théoriquement présumée présente des statistiques
d’ajustement acceptables. Ainsi, le QIAT reflète par sa structure factorielle le distillat des
réflexions théoriques et des tests empiriques concluants à une fusion des dimensions de la
négociation des objectifs et des tâches thérapeutiques.
Par ailleurs, les efforts déployés pour minimiser l’effet plafond, observés assez
uniformément dans les scores d’alliance thérapeutique des questionnaires déjà existants,
n’ont pas donné les résultats escomptés. Ainsi, même si ces effets plafond se sont avérés
légèrement plus importants pour le QIAT-SG-10 en comparaison au WAI-SR, ceux du
QIAT-DS-6 se sont avérés au contraire, et de façon souhaitable, moins importants que ceux
du SRS, ce qui représente une importante plus-value de notre questionnaire ultra-bref. De
115
plus, le mémoire a aussi permis de remettre en doute l’utilisation d’une échelle visuelle
analogue pour mesurer l’alliance, qui favorise la cotation de scores extrêmes et possède de
faibles qualités discriminantes pour les options de réponses situées au milieu de l’échelle.
Ultimement, ces résultats portent également à croire que les effets plafond sont
inextricablement reliés au construit de l’alliance thérapeutique et qu’il n’est peut-être pas
possible (voir non souhaitable) de les éliminer complètement.
Bien que les analyses corrélationnelles démontrent un niveau de convergence des
scores totaux des deux versions du QIAT qui dépasse légèrement le seuil couramment fixé
de redondance avec le WAI-SR et le SAI, nous croyons que l’analyse qualitative du contenu
des items révèle des distinctions importantes qui justifient son existence, notamment car elles
viennent répondre à plusieurs critiques portant sur les échelles d’alliance déjà existantes.
D’abord, les énoncés du QIAT mettent davantage l’emphase sur les compétences affectives
du thérapeute comme générateur du lien émotionnel tel que suggéré dans les études
qualitatives de l’alliance, avec 50% des items les représentant. Ensuite, les énoncés
circonscrivant le lien émotionnel sont davantage reliés au travail collaboratif (3/5 des items
pour le QIAT-SG-10 et 2/3 pour le QIAT-DS-6), ce qui répond à la critique de Hatcher (2006)
décriant un manque de distinction claire entre la dimension du lien affectif dans l’alliance et
la relation vraie (Gelso & Carter, 1985), cette dernière pouvant à elle seule générer des
changements thérapeutiques à l’extérieur des changements attribués au concept d’alliance.
Puis, le QIAT intègre la notion de négociation de Safran et al. (2010), qui met de l’avant
l’importance du confort avec les émotions négatives (2 items/10 dans le QIAT-SG-10 et 2
items/6 dans le QIAT-DS-6) et de la flexibilité du thérapeute (2 items/10 dans le QIAT-SG-
10 et 2 items/6 dans le QIAT-DS-6) pour construire l’alliance thérapeutique, répondant ainsi
à la critique voulant que ce l’alliance soit devenue submergée par l’aspect consensuel
(Cushman & Gilford, 2000). Enfin, les items du QIAT ont été expressément choisis pour
incarner des concepts reliés à l’alliance qui demeurent utiles à toutes les phases du traitement
et pas seulement dans les phases précoces. Ainsi, les items ont du sens à la fois lorsqu’ils
sont interprétés de façon plus macroscopique (en référence au suivi global) que
microscopique (dernière séance). Cette grande flexibilité, à notre avis, inégalée parmi les
questionnaires d’alliance déjà existants, constitue un important avantage du QIAT, qui peut
116
autant être utilisé en recherche qu’en clinique dans sa version plus longue, ainsi que dans les
thérapies informées par la rétroaction, dans sa version ultra-brève.
Finalement, les analyses statistiques ont pu permettre de confirmer que les deux
versions du QIAT validées sont significativement moins redondantes avec le construit de la
satisfaction des services et les attentes favorables que le WAI-SR et sa version ultra-brève,
le SAI, venant ainsi répondre à la critique soulignant le manque de distinction entre l’alliance
thérapeutique et ces concepts. Par conséquent, notre questionnaire représente une
opérationnalisation plus spécifique de l’alliance thérapeutique que le WAI-SR, une autre
plus-value de notre questionnaire.
En somme, bien que le QIAT ne soit pas parfait, il présente clairement de multiples
avantages comparativement aux questionnaires déjà existants et répond à plusieurs des
critiques soulevées par les chercheurs étudiant l’alliance thérapeutique. Il s’agit d’un outil de
mesure de l’alliance thérapeutique possédant d’excellentes qualités psychométriques qui est
bref, modernisé et flexible, tant en ce qui a trait à la langue d’utilisation (version française et
anglaise), qu’à la temporalité (version dernière séance et suivi global), que du point de vue
(version client et intervenant) et du type d’intervenants et du contexte dans lequel il peut être
utilisé. Toutes ces caractéristiques et ces particularités justifient selon nous son existence.
117
Bibliographie
Allen, J. G., Newsom, G. E., Gabbard, G. O., & Coyne, L. (1984). Scales to assess the
therapeutic alliance from a psychoanalytic perspective. Bulletin of the Menninger
Clinic, 48(5), 383-400.
Aron, L. (2013). A meeting of minds: Mutuality in psychoanalysis. Routledge.
Bachelor, A. (1987). The Counseling Evaluation Inventory and the Counselor Rating Form:
Their relationship to perceived improvement and to each other. Psychological
Reports, 61(2), 567-575.
Bachelor, A. (1988). How clients perceive therapist empathy: A content analysis of "
received" empathy. Psychotherapy: Theory, Research, Practice, Training, 25(2),
227-240.
Bachelor, A. (1995). Clients' perception of the therapeutic alliance: A qualitative analysis.
Journal of Counseling Psychology, 42(3), 323-337.
Baldwin, S. A., Wampold, B. E., & Imel, Z. E. (2007). Untangling the alliance-outcome
correlation: Exploring the relative importance of therapist and patient variability in
the alliance. Journal of consulting and clinical psychology, 75(6), 842-852.
Bales, R. F. (1950). A set of categories for the analysis of small group interaction.
American Sociological Review, 15(2), 257-263.
Barber, J., Connolly, M., Crits-Christoph, P., Gladis, L., & Siqueland, L. (2000). Alliance
predicts patients' outcome beyond in-treatment change in symptoms. Journal of
consulting and clinical psychology, 68(6), 1027-1032.
Barber, J. P., Connolly, M. B., Crits-Christoph, P., Gladis, L., & Siqueland, L. (2009).
Alliance predicts patients’ outcome beyond in-treatment change in symptoms.
Journal of Consulting and Clinical Psychology, 68(6), 1027–1032.
Barrett-Lennard, G. T. (1986). The Relationship Inventory now: Issues and advances in
theory, method, and use. Dans L.S. Greenberg et W.M. Pinsof (dir.), The
psychotherapeutic process: A research handbook (p. 439-476). Guilford Press.
Bedi, R. P. (2006). Concept mapping the client's perspective on counseling alliance
formation. Journal of Counseling Psychology, 53(1), 26-35.
Bender, D. S. (2005). The therapeutic alliance in the treatment of personality disorders.
Journal of Psychiatric Practice, 11(2), 73-87.
Bond, T. (2015). Applying the Rasch model: Fundamental measurement in the human
sciences. Routledge.
Bordin, E. S. (1979). The generalizability of the psychoanalytic concept of the working
alliance. Psychotherapy: Theory, research & practice, 16(3), 252-260.
Bordin, E. S. (1994). Theory and research on the therapeutic working alliance: New
directions. The working alliance: Theory, research, and practice, 173, 13-37.
Bottemine, T. (2017). Traduction de la Working Alliance Inventory Short Version (WAI SR)
en français par une méthode de consensus Delphi avec une traduction Aller/Retour
[Thèse de doctorat, Université de Brest]. HAL.
https://pdfs.semanticscholar.org/6104/d51767b44a0a2c340db5717a26fc9bfc7e19.p
df
Bowlby, J. (1988). A secure base: Clinical applications of attachment theory. Rautledge.
Boyer, R., Préville, M., Légaré, G., & Valois, P. (1993). La détresse psychologique dans la
population du Québec non institutionnalisée : résultats normatifs de l’enquête Santé
Québec. Revue Canadienne de Psychiatrie, 38, 339-343.
118
Byrne, B. M. (2006). Structural equation modeling with EQS: Basic concepts, applications
and programming (2eme éd.). Routledge.
Campbell, A., & Hemsley, S. (2009). Outcome Rating Scale and Session Rating Scale in
psychological practice: Clinical utility of ultra‐brief measures. Clinical
Psychologist, 13(1), 1-9.
Cape, J. (2000). Patient‐rated therapeutic relationship and outcome in general practitioner
treatment of psychological problems. British Journal of Clinical Psychology, 39(4),
383-395.
Cazauvieilh, C. (2018). Évaluer et améliorer l’efficacité des psychothérapies : adaptation
française d’un système de suivi des résultats thérapeutiques et étude des processus
participant au changement [Thèse de doctorat, Université de Bordeaux]. HAL
https://tel.archives-ouvertes.fr/tel-01959442/document
Corbière, M., Bisson, J., Lauzon, S., & Ricard, N. (2006). Factorial validation of a French
short‐form of the Working Alliance Inventory. International Journal of Methods in
Psychiatric Research, 15(1), 36-45.
Cox, D. W. (2014). Gender differences in professional consultation for a mental health
concern: A Canadian population study. Canadian Psychology/Psychologie
canadienne, 55(2), 68-74.
Cramer, D. (1986). An item factor analysis of the revised Barrett-Lennard Relationship
Inventory. British Journal of Guidance & Counselling, 14(3), 314-325.
Crits-Christoph, P., Gibbons, M. B. C., Hamilton, J., Ring-Kurtz, S., & Gallop, R. (2011).
The dependability of alliance assessments: The alliance–outcome correlation is
larger than you might think. Journal of consulting and clinical psychology, 79(3),
267-278.
Cushman, P., & Gilford, P. (2000). Will managed care change our way of being? American
psychologist, 55(9), 985-996.
Davis, M. D. (2011). An empirical evaluation of Luborsky's biphasic model of the
therapeutic alliance within the context of a randomized controlled trial [Thèse de
doctorat, Université de Colombie-Britanique]. SFU.
DeVellis, R. F. (2016). Scale development: Theory and applications (Vol. 26). Sage
publications.
Doran, J. M. (2016). The working alliance: Where have we been, where are we going?
Psychotherapy Research, 26(2), 146-163.
Doran, J. M., Gómez‐Penedo, J. M., Safran, J. D., & Roussos, A. (2018). A therapist
version of the Alliance Negotiation Scale. Clinical psychology & psychotherapy,
25(6), 745-753.
Doran, J. M., Safran, J. D., & Muran, J. C. (2017). An investigation of the relationship
between the Alliance Negotiation Scale and psychotherapy process and outcome.
Journal of clinical psychology, 73(4), 449-465.
Doran, J. M., Safran, J. D., Waizmann, V., Bolger, K., & Muran, J. C. (2012). The Alliance
Negotiation Scale: Psychometric construction and preliminary reliability and
validity analysis. Psychotherapy Research, 22(6), 710-719.
Duncan, B. L. (2015). The person of the therapist: One therapist’s journey to relationship.
Dans K.J. Schneider, J.F. Pierson, & J. F. Bugental (dirs.), The handbook of
humanistic psychology: Theory, research, and practice (p. 457-472). Sage
Publications.
119
Duncan, B. L., Miller, S. D., Sparks, J. A., Claud, D. A., Reynolds, L. R., Brown, J., &
Johnson, L. D. (2003). The Session Rating Scale: Preliminary psychometric
properties of a “working” alliance measure. Journal of brief Therapy, 3(1), 3-12.
Elliott, R., Bohart, A. C., Watson, J. C., & Murphy, D. (2018). Therapist empathy and
client outcome: An updated meta-analysis. Psychotherapy, 55(4), 399-410.
Elvins, R., & Green, J. (2008). The conceptualization and measurement of therapeutic
alliance: An empirical review. Clinical psychology review, 28(7), 1167-1187.
Eubanks-Carter, C., Muran, J. C., & Safran, J. D. (2015). Alliance-focused training.
Psychotherapy, 52(2), 169-173.
Falkenström, F., Granström, F., & Holmqvist, R. (2013). Therapeutic alliance predicts
symptomatic improvement session by session. Journal of counseling psychology,
60(3), 317-328.
Falkenström, F., Hatcher, R. L., Skjulsvik, T., Larsson, M. H., & Holmqvist, R. (2015).
Development and validation of a 6-item working alliance questionnaire for repeated
administrations during psychotherapy. Psychological Assessment, 27(1), 169-183.
Farber, B. A., Suzuki, J. Y., & Lynch, D. A. (2018). Positive regard and psychotherapy
outcome: A meta-analytic review. Psychotherapy, 55(4), 411-423.
Flückiger, C., Del Re, A., Wampold, B. E., & Horvath, A. O. (2018). The alliance in adult
psychotherapy: A meta-analytic synthesis. Psychotherapy: Theory, research,
Practice, Training, 55(4), 316-340.
Frank, J. D., & Frank, J. B. (1993). Persuasion and healing: A comparative study of
psychotherapy (3e éd.). JHU Press.
Freud, S. (1958/1912). The dynamics of transference. Dans J. Strachey (Dir.), The standard
edition of the complete psychological works of Sigmund Freud (p. 99-108). Hogarth
Press.
Freud, S. (1958/1913). On beginning the treatment. Dans J. Strachey (Dir.), The standard
edition of the complete psychological works of Sigmund Freud (vol. 12, p. 112-
144). Hogarth press.
Fry, E. (1977). Fry's readability graph: Clarifications, validity, and extension to level 17.
Journal of reading, 21(3), 242-252.
Gurman, A. S., & Razin, A. M. (1977). Effective psychotherapy: A handbook of research
(Vol. 70). Pergamon.
Gamache, D., Savard, C., Leclerc, P., & Côté, A. (2019). Introducing a short self-report for
the assessment of DSM–5 level of personality functioning for personality disorders:
The Self and Interpersonal Functioning Scale. Personality Disorders: Theory,
Research, and Treatment, 10(5), 438-447.
Gamache, D., Savard, C., & Maheux-Caron, V. (2018). French adaptation of the Short Dark
Triad: Psychometric properties and a head-to-head comparison with the Dirty
Dozen. Personality and Individual Differences, 122, 164-170.
Gaston, L. (1990). The concept of the alliance and its role in psychotherapy: Theoretical
and empirical considerations. Psychotherapy: Theory, Research, Practice, Training,
27(2), 143-153.
Gaston, L. (1991). Reliability and criterion-related validity of the California Psychotherapy
Alliance Scales—patient version. Psychological Assessment: A Journal of
Consulting and Clinical Psychology, 3(1), 68-74.
Gelso, C. J. (2009). The real relationship in a postmodern world: Theoretical and empirical
explorations. Psychotherapy Research, 19(3), 253-264.
120
Gelso, C. J., & Carter, J. A. (1985). The relationship in counseling and psychotherapy:
Components, consequences, and theoretical antecedents. The counseling
psychologist, 13(2), 155-243.
Gomes-Schwartz, B. (1978). Effective ingredients in psychotherapy: Prediction of outcome
from process variables. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 46(5),
1023-1035.
Greenson, R. R. (1965). The working alliance and the transference neurosis. The
Psychoanalytic Quarterly, 34(2), 155-181.
Guédeney, N., Fermanian, J., Curt, F., & Bifulco, A. (2005). Testing the Working Alliance
Inventory (WAI) in a French primary care setting: predictive value and factor
structure. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 40(10), 844-852.
Hannan, C., Lambert, M. J., Harmon, C., Nielsen, S. L., Smart, D. W., Shimokawa, K., &
Sutton, S. W. (2005). A lab test and algorithms for identifying clients at risk for
treatment failure. Journal of clinical psychology, 61(2), 155-163.
Hansson, L., & Berglund, M. (1992). Stability of therapeutic alliance and its relationship to
outcome in short-term inpatient psychiatric care. Scandinavian journal of social
medicine, 20(1), 45-50.
Hatcher, R. L. (2010). Alliance theory and measurement. Dans J. D. Muran et J. P. Barber
(Dir.), The therapeutic alliance: An evidence-based guide to practice (p. 7-28). The
Guilford Press.
Hatcher, R. L., & Barends, A. W. (1996). Patients' view of the alliance in psychotherapy:
Exploratory factor analysis of three alliance measures. Journal of Consulting and
Clinical Psychology, 64(6), 1326-1336.
Hatcher, R. L., & Barends, A. W. (2006). How a return to theory could help alliance
research. Psychotherapy: Theory, research, practice, training, 43(3), 292-299.
Hatcher, R. L., & Gillaspy, J. A. (2006). Development and validation of a revised short
version of the Working Alliance Inventory. Psychotherapy Research, 16(1), 12-25.
Hersoug, A. G., Monsen, J. T., Havik, O. E., & Høglend, P. (2002). Quality of early
working alliance in psychotherapy: Diagnoses, relationship and intrapsychic
variables as predictors. Psychotherapy and Psychosomatics, 71(1), 18-27.
Horvath, A. O. (1994). Empirical validation of Bordin's pan theoretical model of alliance:
the working alliance inventory perspective. Dans A. O. Horvath et L. S. Greenberg
(Dir.), The working alliance: theory, research and practice (p. 109-128). Wiley.
Horvath, A. O. (2001). The therapeutic alliance: Concepts, research and training.
Australian Psychologist, 36(2), 170-176.
Horvath, A. (2010). Research on the therapeutic relationship: History, findings and future
directions [Communication orale]. Conférence “Multiple lenses on the therapeutic
relationship”. Jerusalem.
Horvath, A. O. (2011). Alliance in common factor land: A view through the research lens.
Research in Psychotherapy: Psychopathology, Process and Outcome, 14(1), 121-
135.
Horvath, A. O. (2018). Research on the alliance: knowledge in search of a theory.
Psychotherapy Research, 28(4), 499-516.
Horvath, A., Del Re, A., Flückiger, C., & Symonds, D. (2011, juillet). The complex world
of alliance assessments: Will the" real alliance" please stand up? [Communication
orale]. Congrès de la « Society for Psychotherapy Research ». Bern, Suisse.
121
Horvath, A., Flückiger, C., Del Re, A., Jafari, H., Symonds, B., & Lee, E. (2014). The
relationship between helper and client: looking beyond psychotherapy
[Communication orale]. Congrès de la “Society for Psychotherapy Resaerch”.
Copenhagen, Danemark.
Horvath, A. O., & Greenberg, L. S. (1989). Development and validation of the Working
Alliance Inventory. Journal of counseling psychology, 36(2), 223.
Horvath, A. O., & Luborsky, L. (1993). The role of the therapeutic alliance in
psychotherapy. Journal of consulting and clinical psychology, 61(4), 561-573.
Horvath, A. O., & Symonds, B. D. (1991). Relation between working alliance and outcome
in psychotherapy: A meta-analysis. Journal of counseling psychology, 38(2), 139-
149.
Hougaard, E. (1994). The therapeutic alliance–A conceptual analysis. Scandinavian
Journal of Psychology, 35(1), 67-85.
Howard, K. I., & Orlinsky, D. E. (1972). Psychotherapeutic processes. Annual review of
psychology, 23(1), 615-668.
Hubley, A. M., & Zumbo, B. D. (2011). Validity and the consequences of test
interpretation and use. Social Indicators Research, 103(2), 219-230.
Hubley, A. M., & Zumbo, B. D. (2013). Psychometric characteristics of assessment
procedures: An overview. Dans K. F. Geisinger, B. A. Bracken, J. F. Carlson, J. I.
C. Hansen, N. R. Kuncel, S. P. Reise,& M. C. Rodriguez (Dirs.), APA Handbook of
testing and assessment in psychology (Vol.1). American psychological association.
Ilfeld, F. W. (1976). Further validation of a psychiatric symptom index in a normal
population. Psychological Reports, 39(3), 1215–1228.
Janse, P., Boezen-Hilberdink, L., van Dijk, M. K., Verbraak, M. J., & Hutschemaekers, G.
J. (2014). Measuring feedback from clients. European Journal of Psychological
Assessment, 30, 86-92.
Jones, E. E. (1990). Interpersonal perceptions. Freeman.
Kersten, P., White, P. J., & Tennant, A. (2010). The visual analogue WOMAC 3.0 scale-
internal validity and responsiveness of the VAS version. BMC musculoskeletal
disorders, 11(1), 80.
Klein, D. N., Schwartz, J. E., Santiago, N. J., Vivian, D., Vocisano, C., Castonguay, L. G.,
Arnow, B., Blalock, J. A., Manber, R., Markowitz, J. C., Riso, L. P., Rothbaum, B.,
McCullough, J. P., Thase, M. E., Borian, F. E., Miller, I. W., & Keller, M. B.(2003).
Therapeutic alliance in depression treatment: controlling for prior change and patient
characteristics. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 71(6), 997-1006.
Kivlighan, D. M., & Shaughnessy, P. (1995). Analysis of the development of the working
alliance using hierarchical linear modeling. Journal of Counseling Psychology,
42(3), 338-349.
Kline, A. C., Cooper, A. A., Rytwinksi, N. K., & Feeny, N. C. (2018). Long-term efficacy
of psychotherapy for posttraumatic stress disorder: A meta-analysis of randomized
controlled trials. Clinical Psychology Review, 59, 30-40.
Kolden, G. G., Wang, C.-C., Austin, S. B., Chang, Y., & Klein, M. H. (2018).
Congruence/genuineness: A meta-analysis. Psychotherapy, 55(4), 424-433.
122
Krause, M., Altimir, C., & Horvath, A. (2011). Deconstructing the therapeutic alliance:
Reflections on the underlying dimensions of the concept. Clínica y Salud, 22(3),
267-283.
Krupnick, J. L., Sotsky, S. M., Elkin, I., Simmens, S., Moyer, J., Watkins, J., & Pilkonis, P.
A. (2006). The role of the therapeutic alliance in psychotherapy and
pharmacotherapy outcome: Findings in the National Institute of Mental Health
Treatment of Depression Collaborative Research Program. Focus, 64(2), 532-277.
Lambert, M. J. (2013). The efficacy and effectiveness of psychotherapy. Dans M.J.
Lambert, S. L. Garfield et A. E. Bergin (Dirs.), Bergin and Garfield’s handbook of
psychotherapy and behavior change (p. 168-228). John Willey and Sons.
Lambert, M. J., & Shimokawa, K. (2011). Collecting client feedback. Psychotherapy,
48(1), 72-79.
Lambert, M. J., Burlingame, G. M., Umphress, V., Hansen, N. B., Vermeersch, D. A.,
Clouse, G. C., & Yanchar, S. C. (1996). The reliability and validity of the Outcome
Questionnaire. Clinical Psychology & Psychotherapy: An International Journal of
Theory and Practice, 3(4), 249-258.
Laplanche, J., & Pontalis, J.-B. Vocabulaire de la psychanalyse (5eme éd.). Presses
universitaires France.
Larsen, D. L., Attkisson, C. C., Hargreaves, W. A. et Nguyen, T. D. (1979). Assessment of
client/patient satisfaction: Development of a general scale. Evaluation and Program
Planning, 2, 197–207.
Lerdal, A., Kottorp, A., Gay, C. L., & Lee, K. A. (2013). Lee Fatigue and Energy Scales:
Exploring aspects of validity in a sample of women with HIV using an application
of a Rasch model. Psychiatry research, 205(3), 241-246.
Little, T. D. (2013). Longitudinal structural equation modeling. Guilford press.
Lowry, R. (2001). Vassarstats [logiciel web]. http://vassarstats.net/
Luborsky, L. (1976). Helping alliances in psychotherapy. Dans J. L. Cleghhorn (Dir.),
Successful psychotherapy (p. 92-116). BrunerMazel.
Luborsky, L., Barber, J. P., Siqueland, L., Johnson, S., Najavits, L. M., Frank, A., & Daley,
D. (1996). The revised helping alliance questionnaire (HAq-II): psychometric
properties. The Journal of psychotherapy practice and research, 5(3), 260-271.
Luborsky, L., Singer, B., & Luborsky, L. (1975). Comparative studies of psychotherapies:
is it true that everyone has won and all must have prizes? Archives of general
psychiatry, 32(8), 995-1008.
Maples, J. L., Lamkin, J., & Miller, J. D. (2014). A test of two brief measures of the dark
triad: The dirty dozen and short dark triad. Psychological assessment, 26(1), 326-
341.
Marmar, C., & Gaston, L. (1988). Manual for the California psychotherapy scales-
CALPAS [Document inédit]. Département de psychiatrie, Université de Californie.
Martin, D. J., Garske, J. P., & Davis, M. K. (2000). Relation of the therapeutic alliance with
outcome and other variables: a meta-analytic review. Journal of consulting and
clinical psychology, 68(3), 438-450.
McCabe, R., & Priebe, S. (2004). The therapeutic relationship in the treatment of severe
mental illness: A review of methods and findings. International Journal of Social
Psychiatry, 50(2), 115-128.
123
McGuire-Snieckus, R., McCabe, R., Catty, J., Hansson, L., & Priebe, S. (2007). A new
scale to assess the therapeutic relationship in community mental health care: STAR.
Psychological medicine, 37(1), 85-95.
Menninger, K. (1958). Theory of psychoanalytic technique. Basic Book
Miller, S. D., Duncan, B., Brown, J., Sparks, J., & Claud, D. (2003). The outcome rating
scale: A preliminary study of the reliability, validity, and feasibility of a brief visual
analog measure. Journal of brief Therapy, 2(2), 91-100.
Mitchell, S. A. (2014). Influence and autonomy in psychoanalysis. Routledge.
Mohr, J., & Woodhouse, S. (2001). Looking inside the therapeutic alliance: Assessing
clients’ visions of helpful and harmful psychotherapy. Psychotherapy Bulletin,
36(3), 15-16.
Muran, J. C., Gorman, B. S., Safran, J. D., Twining, L., Samstag, L. W., & Winston, A.
(1995). Linking in-session change to overall outcome in short-term cognitive
therapy. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 63(4), 651-657.
Muran, J. C., Segal, Z. V., Samstag, L. W., & Crawford, C. E. (1994). Patient pretreatment
interpersonal problems and therapeutic alliance in short-term cognitive therapy.
Journal of consulting and clinical psychology, 62(1), 185-190.
Neale, M. S., & Rosenheck, R. A. (1995). Therapeutic alliance and outcome in a VA
intensive case management program. Psychiatric Services, 46(7), 719-721.
Norcross, J. C., & Wampold, B. E. (2011). Evidence-based therapy relationships: Research
conclusions and clinical practices. Psychotherapy, 48(1), 98-102.
O'Malley, S. S., Suh, C. S., & Strupp, H. H. (1983). The Vanderbilt Psychotherapy Process
Scale: A report on the scale development and a process-outcome study. Journal of
Consulting and Clinical Psychology, 51(4), 581-586.
Orlinsky, D. E., & Howard, K. I. (1975). Varieties of Psychotherapeutic Experience:
Multivariate Analysis of Patients' and Therapists Reports. Teachers College Press.
Owen, J., Duncan, B., Reese, R. J., Anker, M., & Sparks, J. (2014). Accounting for
therapist variability in couple therapy outcomes: What really matters? Journal of
sex & marital therapy, 40(6), 488-502.
Paulhus, D. L. (1984). Two-component models of socially desirable responding. Journal of
Personality and Social Psychology, 46(3), 598–609.
Priebe, S., & Gruyters, T. (1994). Patients' and caregivers' initial assessments of day-
hospital treatment and course of symptoms. Comprehensive Psychiatry, 35(3), 234-
238.
Reese, R. J., Gillaspy Jr, J. A., Owen, J. J., Flora, K. L., Cunningham, L. C., Archie, D., &
Marsden, T. (2013). The influence of demand characteristics and social desirability
on clients’ ratings of the therapeutic alliance. Journal of Clinical Psychology, 69(7),
696-709.
Rogers, C. R. (1957). The necessary and sufficient conditions of therapeutic personality
change. Journal of consulting psychology, 21(2), 95-103.
Rubel, J. A., Rosenbaum, D., & Lutz, W. (2017). Patients' in-session experiences and
symptom change: Session-to-session effects on a within-and between-patient level.
Behaviour research and therapy, 90, 58-66.
Sabourin, S., Pérusse, D., & Gendreau, P. (1989). Les qualités psychométriques de la
version canadienne-française du Questionnaire de Satisfaction du Consommateur de
services psychothérapeutiques (QSC-8 et QSC-18B). Revue canadienne des
sciences du comportement, 21(2), 147–159.
124
afran, J. D., Crocker, P., McMain, S., & Murray, P. (1990). Therapeutic alliance rupture as
a therapy event for empirical investigation. Psychotherapy: Theory, Research,
Practice, Training, 27(2), 154-165.
Safran, J. D., Muran, J. C., & Proskurov, B. (2010). Alliance, Negotiation, and Rupture
Resolution. Dans J.F. Rosenbaum,R.A. Levy, J.S. Ablon (dirs.), Handbook of
Evidence-Based Psychodynamic Psychotherapy (201-255). Humana Press.
Salvio, M.-A., Beutler, L., Wood, J., & Engle, D. (1992). The strength of the therapeutic
alliance in three treatments for depression. Psychotherapy Research, 2(1), 31-36.
Samstag, L. W. (2006). The working alliance in psychotherapy: An overview of the invited
papers in the special section. Psychotherapy: Theory, Research, Practice, Training,
43(3), 300-307.
Saunders, S. M., Howard, K. I., & Orlinsky, D. E. (1989). The Therapeutic Bond Scales:
Psychometric characteristics and relationship to treatment effectiveness.
Psychological Assessment: A Journal of Consulting and Clinical Psychology, 1(4),
323-330.
Sechrest, Lee. (1963). Incremental Validity: a Recommendation. Educational et
Psychological Measurement, 23(1), 153-158.
Seidel, J. A., Andrews, W. P., Owen, J., Miller, S. D., & Buccino, D. L. (2017).
Preliminary validation of the Rating of Outcome Scale and equivalence of ultra-
brief measures of well-being. Psychological assessment, 29(1), 65-75.
Smith, M. L., & Glass, G. V. (1977). Meta-analysis of psychotherapy outcome studies.
American psychologist, 32(9), 752-760.
Soygüt, G., Nelson, L., & Safran, J. D. (2001). The relationship between patient
pretreatment interpersonal schemas and therapeutic alliance in short-term cognitive
therapy. Journal of Cognitive Psychotherapy, 15(1), 59-66.
Spielmans, G. I., & Flückiger, C. (2018). Moderators in psychotherapy meta-analysis.
Psychotherapy Research, 28(3), 333-346.
Statistique Canada. (2017) Profil du recenssement, 2016 (publication nº 98-316-X2016001)
https://www12.statcan.gc.ca/census-recensement/2016/dp-
pd/prof/index.cfm?Lang=F
Sterba, R. (1934). The fate of the ego in analytic therapy. International journal of
psychoanalysis, 15(2-3), 117-126.
Stiles, W. B., Glick, M. J., Osatuke, K., Hardy, G. E., Shapiro, D. A., Agnew-Davies, R.,
Rees, A., & Barkham, M. (2004). Patterns of alliance development and the rupture-
repair hypothesis: Are productive relationships U-shaped or V-shaped? Journal of
Counseling Psychology, 51(1), 81-92.
Strong, S. R. (1968). Counseling: An interpersonal influence process. Journal of
Counseling Psychology, 15(3), 215-224.
Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (2013). Using multivariate statistics (6eme ed.). Pearson.
Thomee, R., Grimby, G., Wright, B., & Linacre, J. (1995). Rasch analysis of Visual Analog
Scale measurements before and after treatment of Patellofemoral Pain Syndrome in
women. Scandinavian journal of rehabilitation medicine, 27(3), 145-151.
Tracey, T. J., & Kokotovic, A. M. (1989). Factor structure of the working alliance
inventory. Psychological Assessment: A journal of consulting and clinical
psychology, 1(3), 207-210.
Villanueva, I., del Mar Guzman, M., Toyos, F. J., Ariza-Ariza, R., & Navarro, F. (2004).
Relative efficiency and validity properties of a visual analogue vs a categorical
125
scaled version of the Western Ontario and McMaster Universities Osteoarthritis
(WOMAC) Index: Spanish versions. Osteoarthritis and cartilage, 12(3), 225-231.
Walder, B., & Little, D. (1969). Factor analysis of the Barrett-Lennard Relationship
Inventory. Journal of Counseling Psychology, 16(6), 516-521.
Wampold, B. E., & Imel, Z. E. (2015). The great psychotherapy debate: The evidence for
what makes psychotherapy work. Routledge.
Wampold, B. E., Minami, T., Baskin, T. W., & Tierney, S. C. (2002). A meta-(re) analysis
of the effects of cognitive therapy versus ‘other therapies’ for depression. Journal of
affective disorders, 68(2-3), 159-165.
Wampold, B. E., Mondin, G. W., Moody, M., Stich, F., Benson, K., & Ahn, H.-n. (1997).
A meta-analysis of outcome studies comparing bona fide psychotherapies:
Empiricially," all must have prizes". Psychological bulletin, 122(3), 203-215.
Wolfe, B. E., & Goldfried, M. R. (1988). Research on psychotherapy integration:
Recommendations and conclusions from an NIMH workshop. Journal of
Consulting and Clinical Psychology, 56(3), 448-451.
Zetzel, E. (1956). Current concepts of transference. The International journal of psycho-
analysis, 37(4-5), 369-384.
Zilcha-Mano, S., Muran, J. C., Hungr, C., Eubanks, C. F., Safran, J. D., & Winston, A.
(2016). The relationship between alliance and outcome: Analysis of a two-person
perspective on alliance and session outcome. Journal of consulting and clinical
psychology, 84(6), 484-496.
Østergård, O. K., Randa, H., & Hougaard, E. (2018). The effect of using the Partners for
Change Outcome Management System as feedback tool in psychotherapy—A
systematic review and meta-analysis. Psychotherapy Research, 30(2) 195-212.
126
Annexes
Annexe 1 : Définitions de l’alliance thérapeutique, ses dimensions et sous-dimensions_127
Annexe 2 : Questionnaire Intégratif de l’Alliance Thérapeutique (QIAT-14) – première
version
2.1 : Version client – dernière séance__________________________________128
2.2 : Version client – suivi global_____________________________________129
Annexe 3 : Questionnaire Intégratif de l’Alliance Thérapeutique (QIAT-14) –
deuxième version
3.1 : Version client – dernière séance__________________________________130
3.2 : Version client – suivi global_____________________________________131
Annexe 4 : Questionnaire Intégratif de l’Alliance Thérapeutique – version réduite finale
4.1 : Version client – dernière séance (QIAT-DS-6)_______________________132
4.2 : Version client – suivi global (QIAT-SG-10)_________________________133
Annexe 5 : Questionnaire Intégratif de l’Alliance Thérapeutique – version réduite finale
avec suggestions de modification
5.1 : Version client – dernière séance (QIAT-DS-6m)_____________________134
5.2 : Version client – suivi global (QIAT-SG-10m)_______________________135
Annexe 6 : Questionnaire socio-démographique______________________________136
127
Annexe 1 : Définitions de l’alliance thérapeutique, ses dimensions et ses sous-dimensions
Définition de l’alliance thérapeutique : Processus interpersonnel dynamique et fluctuant (marqué par des ruptures et des réparations) qui émerge d’une négociation intersubjective
constructive entre les besoins relationnels asymétriques du thérapeute et du patient, concernant deux dimensions, soit le lien collaboratif (négociation du rationnel, des objectifs et
des tâches thérapeutiques) et le lien socioémotionnel spécifiquement nécessaire au travail collaboratif délibéré.
(A) Dimension du lien socioémotionnel : attitudes socio-affectives du thérapeute facilitant la négociation et l’engagement de la dyade dans un travail collaboratif dirigé vers un but
significatif. À noter que bien que les attitudes socio-affectives du patient facilitent elle aussi la négociation et l’engagement de la dyade dans le travail collaboratif, celle-ci n’est pas
évaluée dans cette dimension.
- Sous-dimensions
o (1) Appréciation : Désir chaleureux de prendre soin d’un autre être humain perçu comme ayant de la valeur et de l’intérêt.
o (2) Acceptation inconditionnelle : Acceptation non possessive et non évaluative de chaque aspect de l’expérience du patient (autant ses « bons » et ses
« mauvais » cotés), considéré comme une personne entière et séparée du thérapeute.
o (3) Authenticité : Niveau d’intégration et de congruence du thérapeute, c’est-à-dire sa capacité à être librement et profondément lui-même dans la relation, en
contact avec sa véritable expérience, moment par moment, et non en se présentant sous une façade (consciemment ou inconsciemment). Cette attitude s’actualise
dans la relation par une transmission verbale et comportementale des émotions et pensées du thérapeute de façon transparente, mais respectueuse et avec tact.
o (4) Empathie : Capacité du thérapeute à ressentir et à communiquer avec sensibilité l’expérience complète (consciente et inconsciente, affective et cognitive) du
patient, en adoptant son cadre de référence, sans la confondre et la teinter de sa propre expérience
o (5) Engagement : Niveau d’implication et de dévouement du thérapeute à aider le patient dans l’atteinte de ses objectifs.
o (6) Optimisme : Capacité du thérapeute à instiller au patient de l’espoir et des attentes favorables concernant les issues thérapeutiques.
o (7) Expertise : Capacité du thérapeute à transmettre au patient un sentiment de confiance en ce qui a trait à sa crédibilité et sa compétence professionnelle.
(B) Dimension du lien collaboratif : qualité de la négociation d’une dyade thérapeutique lui permettant de s’engager dans un travail collaboratif dirigé vers un but significatif.
- Sous-dimensions
o (7) Négociation du rationnel : qualité du processus délibératif intersubjectif entre le patient et le thérapeute menant à une vision commune des explications
plausibles et de la nature des problèmes du patient.
o (8) Négociation des objectifs : qualité du processus délibératif intersubjectif entre le patient et le thérapeute menant à une vision commune de ce qui devrait
faire l’objet du travail collaboratif.
o (9) Négociation des tâches : qualité du processus délibératif intersubjectif entre le patient et le thérapeute menant à une vision commune et une confiance mutuelle
en ce qui a trait à la façon (approche, techniques, tâches, distribution des responsabilités) de travailler les objectifs thérapeutiques.
128
Annexe 2 : Questionnaire Intégratif de l’Alliance Thérapeutique (QIAT) – version
initiale
Annexe 2.1 Version client – dernière séance
Ci-dessous, vous trouverez des énoncés qui décrivent des pensées ou des émotions que vous pourriez avoir envers votre
thérapeute (ou professionnel de la santé).
Quand vous lisez ces énoncés, pensez à votre dernière séance seulement.
Vous devez indiquer à quel point vous êtes en accord ou en désaccord avec chacun des énoncés ci-dessous en utilisant
l’échelle de réponse suivante :
1 = Fortement en désaccord
2 = Plutôt en désaccord
3 = Légèrement en désaccord
4 = Légèrement d’accord
5 = Plutôt d’accord
6 = Fortement d’accord
Par exemple, si vous êtes fortement en désaccord avec l’énoncé, encerclez le numéro 1. Si vous êtes légèrement en accord
avec celui-ci, encerclez plutôt le numéro 4. Il n’y a pas de bonne ou de mauvaise réponse.
Il est possible qu’on vous demande de compléter ce rapport à plusieurs reprises au courant de votre suivi. Rappelez-vous
que vous devez rapporter vos impressions reliées à votre dernière séance seulement.
Répondez rapidement; vos premières impressions sont généralement les réponses qui vous caractérisent le plus.
N’oubliez pas de répondre à tous les énoncés. Merci pour votre collaboration !
Lors de la dernière séance,
Fo
rtem
ent
en d
ésa
cco
rd
Plu
tôt
en d
ésa
cco
rd
Lég
èrem
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Lég
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Plu
tôt
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cco
rd
Fo
rtem
ent
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cco
rd
1. J’ai senti que j’avais de la valeur comme personne aux yeux de mon thérapeute. 1 2 3 4 5 6
2. Mon thérapeute m’a accepté comme je suis, sans me juger, peu importe ce que
j’ai dit ou ce que j’ai fait.
1 2 3 4 5 6
3. J’ai senti que je pouvais exprimer mes frustrations ou mes insatisfactions envers
mon thérapeute sans que cela n’affecte son attitude envers moi.
1 2 3 4 5 6
4. J’ai senti que mon thérapeute pensait vraiment ce qu’il me disait. 1 2 3 4 5 6
5. Mon thérapeute a été attentif et réceptif à ce que je vivais. 1 2 3 4 5 6
6. Je me suis vraiment senti compris par mon thérapeute. 1 2 3 4 5 6
7. Mon thérapeute était pleinement engagé à m’aider à résoudre mes difficultés. 1 2 3 4 5 6
8. Mon thérapeute m’a transmis l’espoir que je suis capable de changer. 1 2 3 4 5 6
9. J’avais confiance en l’expertise et les compétences professionnelles de mon
thérapeute.
1 2 3 4 5 6
10. Nous avons construit à deux une compréhension commune de mes difficultés et
de leurs causes.
1 2 3 4 5 6
11. Nous avons travaillé sur des objectifs déterminés ensemble. 1 2 3 4 5 6
12. Mon thérapeute m’a aidé à orienter plus spécifiquement nos discussions vers
des sujets reliés à mes objectifs.
1 2 3 4 5 6
13. La façon de travailler de mon thérapeute avait du sens pour moi. 1 2 3 4 5 6
14. Mon thérapeute a adapté sa façon de travailler en fonction de mes besoins
actuels.
1 2 3 4 5 6
129
Annexe 2.2 Version client – suivi global
Ci-dessous, vous trouverez des énoncés qui décrivent des pensées ou des émotions que vous pourriez avoir
envers votre thérapeute (ou professionnel de la santé).
Quand vous lisez ces énoncés, pensez à votre expérience générale du suivi jusqu’à présent.
Vous devez indiquer à quel point vous êtes en accord ou en désaccord avec chacun des énoncés ci-dessous en
utilisant l’échelle de réponse suivante :
1= Fortement en désaccord
2 = Plutôt en désaccord
3 = Légèrement en désaccord
4 = Légèrement d’accord
5 = Plutôt d’accord
6 = Fortement d’accord
Par exemple, si vous êtes fortement en désaccord avec l’énoncé, encerclez le numéro 1. Si vous êtes
légèrement en accord avec celui-ci, encerclez plutôt le numéro 4. Il n’y a pas de bonne ou de mauvaise
réponse.
Répondez rapidement; vos premières impressions sont généralement les réponses qui vous caractérisent le
plus.
N’oubliez pas de répondre à tous les énoncés. Merci pour votre collaboration !
En général depuis le début de mon suivi,
Fo
rtem
ent
en d
ésa
cco
rd
Plu
tôt
en d
ésa
cco
rd
Lég
èrem
ent
en d
ésa
cco
rd
Lég
èrem
ent
d’a
cco
rd
Plu
tôt
d’a
cco
rd
Fo
rtem
ent
d’a
cco
rd
1. Je sens que j’ai de la valeur comme personne aux yeux de mon thérapeute. 1 2 3 4 5 6
2.Mon thérapeute m’accepte comme je suis, sans me juger, peu importe ce que je
dis ou ce que je fais.
1 2 3 4 5 6
3. Je sens que je peux exprimer mes frustrations ou mes insatisfactions envers mon
thérapeute sans que cela n’affecte son attitude envers moi.
1 2 3 4 5 6
4. Je sens que mon thérapeute pense vraiment ce qu’il me dit. 1 2 3 4 5 6
5. Mon thérapeute est attentif et réceptif à ce que je vis. 1 2 3 4 5 6
6. Je me sens vraiment compris par mon thérapeute. 1 2 3 4 5 6
7. Mon thérapeute est pleinement engagé à m’aider à résoudre mes difficultés. 1 2 3 4 5 6
8. Mon thérapeute me transmet l’espoir que je suis capable de changer. 1 2 3 4 5 6
9.J’ai confiance en l’expertise et les compétences professionnelles de mon
thérapeute.
1 2 3 4 5 6
10. Nous construisons à deux une compréhension commune de mes difficultés et de
leurs causes.
1 2 3 4 5 6
11. Nous travaillons sur des objectifs déterminés ensemble. 1 2 3 4 5 6
12. Mon thérapeute m’aide à orienter plus spécifiquement nos discussions vers des
sujets reliés à mes objectifs.
1 2 3 4 5 6
13. La façon de travailler de mon thérapeute a du sens pour moi. 1 2 3 4 5 6
14. Mon thérapeute adapte sa façon de travailler en fonction de mes besoins
actuels.
1 2 3 4 5 6
130
Annexe 3 : Questionnaire Intégratif de l’Alliance Thérapeutique (QIAT) – version
finale
Annexe 3.1 : version client – dernière séance
Ci-dessous, vous trouverez des énoncés qui décrivent des attitudes que vous pourriez avoir par rapport à votre suivi ou votre
intervenant en santé mentale (thérapeute, médecin, éducatrice/éducateur, travailleuse sociale/travailleur social, etc.).
Vous devrez déterminer à quel point chacun des énoncés correspond à votre expérience en utilisant l’échelle de réponse
suivante :
1 = Pas du tout
2 = Un peu
3 = Moyennement
4 = Beaucoup
5 = Totalement
Pour chacun des énoncés, vous devrez évaluer votre vécu lors de votre dernière séance seulement.
Répondez rapidement; vos premières impressions sont généralement les réponses qui vous caractérisent le plus.
N’oubliez pas de répondre à tous les énoncés. Merci pour votre collaboration
Lors de la dernière séance,
Pa
s du
to
ut
Un
peu
Mo
yen
nem
ent
Bea
uco
up
To
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men
t
1. J’ai senti que j’avais de la valeur comme personne aux yeux de mon intervenant 1 2 3 4 5
2. J’ai senti que je pouvais révéler à mon intervenant des aspects de moi qui me font peur
ou dont j’ai honte et qu’il allait m’accepter comme je suis, sans me juger
1 2 3 4 5
3. J’ai senti que je pouvais exprimer mes frustrations ou mes insatisfactions envers mon
intervenant sans que cela n’affecte son attitude envers moi.
1 2 3 4 5
4. Mon intervenant était à l’aise d’aborder des thèmes suscitant des émotions
inconfortables chez moi lorsque c’était utile pour mon cheminement.
1 2 3 4 5
5. Mon thérapeute a été attentif et réceptif à ce que je vivais intérieurement. 1 2 3 4 5
6. Je me suis senti compris par mon intervenant. 1 2 3 4 5
7. Mon intervenant était engagé à m’aider à résoudre mes difficultés. 1 2 3 4 5
8. Mon intervenant m’a transmis l’espoir que je suis capable de changer. 1 2 3 4 5
9. J’avais confiance en l’expertise et les compétences professionnelles de mon
intervenant.
1 2 3 4 5
10. Nous avons construit à deux une compréhension commune de mes difficultés et de
leurs causes.
1 2 3 4 5
11. Nous avons travaillé sur des objectifs déterminés ensemble. 1 2 3 4 5
12. Mon intervenant m’a aidé à orienter plus spécifiquement nos discussions vers des
sujets reliés à mes objectifs.
1 2 3 4 5
13. La façon de travailler de mon intervenant avait du sens pour moi. 1 2 3 4 5
14. Mon intervenant a adapté sa façon de travailler en fonction de mes besoins actuels. 1 2 3 4 5
131
Annexe 3.2 : version client – suivi global
Ci-dessous, vous trouverez des énoncés qui décrivent des attitudes que vous pourriez avoir par rapport à votre
suivi ou votre intervenant en santé mentale (thérapeute, médecin, éducatrice/éducateur, travailleuse
sociale/travailleur social, etc.).
Vous devrez déterminer à quel point chacun des énoncés correspond à votre expérience en utilisant l’échelle de
réponse suivante :
1 = Pas du tout
2 = Un peu
3 = Moyennement
4 = Beaucoup
5 = Totalement
Pour chacun des énoncés, vous devrez évaluer votre expérience globale du suivi jusqu’à maintenant.
Répondez rapidement; vos premières impressions sont généralement les réponses qui vous caractérisent le
plus.
N’oubliez pas de répondre à tous les énoncés. Merci pour votre collaboration
En général depuis le début de mon suivi,
Pa
s d
u t
ou
t
Un
peu
Mo
yen
nem
ent
Bea
uco
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To
tale
men
t
1. Je sens que j’ai de la valeur comme personne aux yeux de mon intervenant. 1 2 3 4 5
2. Je sens que je peux révéler à mon intervenant des aspects de moi qui me font
peur ou dont j’ai honte et qu’il va m’accepter comme je suis, sans me juger
1 2 3 4 5
3. Je sens que je peux exprimer mes frustrations ou mes insatisfactions envers
mon intervenant sans que cela n’affecte son attitude envers moi.
1 2 3 4 5
4. Mon intervenant est à l’aise d’aborder des thèmes suscitant des émotions
inconfortables chez moi lorsque c’est utile pour mon cheminement.
1 2 3 4 5
5. Mon thérapeute est attentif et réceptif à ce que je vis intérieurement. 1 2 3 4 5
6. Je me sens compris par mon intervenant. 1 2 3 4 5
7. Mon intervenant est engagé à m’aider à résoudre mes difficultés 1 2 3 4 5
8. Mon intervenant me transmet l’espoir que je suis capable de changer. 1 2 3 4 5
9.J’ai confiance en l’expertise et les compétences professionnelles de mon
intervenant.
1 2 3 4 5
10. Nous construisons à deux une compréhension commune de mes difficultés
et de leurs causes.
1 2 3 4 5
11. Nous travaillons sur des objectifs déterminés ensemble. 1 2 3 4 5
12. Mon intervenant m’aide à orienter plus spécifiquement nos discussions
vers des sujets reliés à mes objectifs.
1 2 3 4 5
13. La façon de travailler de mon intervenant a du sens pour moi. 1 2 3 4 5
14. Mon thérapeute intervenant sa façon de travailler en fonction de mes
besoins actuels.
1 2 3 4 5
132
Annexe 4 : Questionnaire Intégratif de l’Alliance Thérapeutique – version réduite
finale
Annexe 4.1 : Version client – dernière séance (QIAT-DS-6)
Ci-dessous, vous trouverez des énoncés qui décrivent des attitudes que vous pourriez avoir par rapport à votre
suivi ou votre intervenant en santé mentale (thérapeute, médecin, éducatrice/éducateur, travailleuse
sociale/travailleur social, etc.).
Vous devrez déterminer à quel point chacun des énoncés correspond à votre expérience en utilisant l’échelle de
réponse suivante :
1 = Pas du tout
2 = Un peu
3 = Moyennement
4 = Beaucoup
5 = Totalement
Pour chacun des énoncés, vous devrez évaluer votre vécu lors de votre dernière séance seulement.
Répondez rapidement; vos premières impressions sont généralement les réponses qui vous caractérisent le
plus.
N’oubliez pas de répondre à tous les énoncés. Merci pour votre collaboration
Lors de la dernière séance,
Pa
s d
u t
ou
t
Un
peu
Mo
yen
nem
ent
Bea
uco
up
To
tale
men
t
1. J’ai senti que je pouvais révéler à mon intervenant des aspects de moi qui
me font peur ou dont j’ai honte et qu’il allait m’accepter comme je suis, sans
me juger
1 2 3 4 5
2. J’ai senti que je pouvais exprimer mes frustrations ou mes insatisfactions
envers mon intervenant sans que cela n’affecte son attitude envers moi.
1 2 3 4 5
3. Je me suis senti compris par mon intervenant. 1 2 3 4 5
4. Nous avons construit à deux une compréhension commune de mes
difficultés et de leurs causes.
1 2 3 4 5
5. Mon intervenant m’a aidé à orienter plus spécifiquement nos discussions
vers des sujets reliés à mes objectifs.
1 2 3 4 5
6. Mon intervenant a adapté sa façon de travailler en fonction de mes besoins
actuels.
1 2 3 4 5
133
Annexe 4.2 : Version client – suivi global (QIAT-SG-10)
Ci-dessous, vous trouverez des énoncés qui décrivent des attitudes que vous pourriez avoir par rapport à votre
suivi ou votre intervenant en santé mentale (thérapeute, médecin, éducatrice/éducateur, travailleuse
sociale/travailleur social, etc.).
Vous devrez déterminer à quel point chacun des énoncés correspond à votre expérience en utilisant l’échelle de
réponse suivante :
1 = Pas du tout
2 = Un peu
3 = Moyennement
4 = Beaucoup
5 = Totalement
Pour chacun des énoncés, vous devrez évaluer votre expérience globale du suivi jusqu’à maintenant.
Répondez rapidement; vos premières impressions sont généralement les réponses qui vous caractérisent le
plus.
N’oubliez pas de répondre à tous les énoncés. Merci pour votre collaboration
En général depuis le début de mon suivi,
Pa
s d
u t
ou
t
Un
peu
Mo
yen
nem
ent
Bea
uco
up
To
tale
men
t
1. Je sens que j’ai de la valeur comme personne aux yeux de mon intervenant. 1 2 3 4 5
2. Je sens que je peux révéler à mon intervenant des aspects de moi qui me font
peur ou dont j’ai honte et qu’il va m’accepter comme je suis, sans me juger
1 2 3 4 5
3. Je sens que je peux exprimer mes frustrations ou mes insatisfactions envers
mon intervenant sans que cela n’affecte son attitude envers moi.
1 2 3 4 5
4. Mon intervenant est à l’aise d’aborder des thèmes suscitant des émotions
inconfortables chez moi lorsque c’est utile pour mon cheminement.
1 2 3 4 5
5. Je me sens compris par mon intervenant. 1 2 3 4 5
6. Nous construisons à deux une compréhension commune de mes difficultés
et de leurs causes.
1 2 3 4 5
7. Nous travaillons sur des objectifs déterminés ensemble. 1 2 3 4 5
8. Mon intervenant m’aide à orienter plus spécifiquement nos discussions vers
des sujets reliés à mes objectifs.
1 2 3 4 5
9. La façon de travailler de mon intervenant a du sens pour moi. 1 2 3 4 5
10. Mon thérapeute intervenant sa façon de travailler en fonction de mes
besoins actuels.
1 2 3 4 5
134
Annexe 5 : Questionnaire Intégratif de l’Alliance Thérapeutique – version réduite
finale avec suggestions de modifications
Annexe 5.1 : Version client – Dernière séance (QIAT-DS-6m)
Ci-dessous, vous trouverez des énoncés qui décrivent des attitudes que vous pourriez avoir par rapport à votre
suivi ou votre intervenant en santé mentale (thérapeute, médecin, éducatrice/éducateur, travailleuse
sociale/travailleur social, etc.).
Vous devrez déterminer à quel point chacun des énoncés correspond à votre expérience en utilisant l’échelle de
réponse suivante :
1 = Pas du tout
2 = Un peu
3 = Moyennement
4 = Beaucoup
5 = Totalement
Pour chacun des énoncés, vous devrez évaluer votre vécu lors de votre dernière séance seulement.
Répondez rapidement; vos premières impressions sont généralement les réponses qui vous caractérisent le
plus.
N’oubliez pas de répondre à tous les énoncés. Merci pour votre collaboration
Lors de la dernière séance,
Pa
s d
u t
ou
t
Un
peu
Mo
yen
nem
ent
Bea
uco
up
To
tale
men
t
1. J’ai senti que je pouvais révéler à mon intervenant des aspects de moi qui
me font peur ou dont j’ai honte et qu’il allait m’accepter comme je suis, sans
me juger
1 2 3 4 5
2. J’ai senti que je pouvais exprimer mes frustrations ou mes insatisfactions
envers mon intervenant sans que cela n’affecte son attitude envers moi.
1 2 3 4 5
3. Je me suis senti compris par mon intervenant. 1 2 3 4 5
4. Nous avons construit à deux une compréhension commune de mes
difficultés et de leurs causes.
1 2 3 4 5
5. Mon intervenant m’a aidé à orienter plus spécifiquement nos discussions
vers des sujets reliés à mes objectifs.
1 2 3 4 5
6. Nous avons adapté la façon de travailler sur mes difficultés en fonction de
mes besoins actuels.
1 2 3 4 5
135
Annexe 5.2 : Version client – Suivi global (QIAT-SG-10m)
Ci-dessous, vous trouverez des énoncés qui décrivent des attitudes que vous pourriez avoir par rapport à votre
suivi ou votre intervenant en santé mentale (thérapeute, médecin, éducatrice/éducateur, travailleuse
sociale/travailleur social, etc.).
Vous devrez déterminer à quel point chacun des énoncés correspond à votre expérience en utilisant l’échelle de
réponse suivante :
1 = Pas du tout
2 = Un peu
3 = Moyennement
4 = Beaucoup
5 = Totalement
Pour chacun des énoncés, vous devrez évaluer votre expérience globale du suivi jusqu’à maintenant.
Répondez rapidement; vos premières impressions sont généralement les réponses qui vous caractérisent le
plus.
N’oubliez pas de répondre à tous les énoncés. Merci pour votre collaboration
En général depuis le début de mon suivi,
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1. Je sens que j’ai de la valeur comme personne aux yeux de mon intervenant. 1 2 3 4 5
2. Je sens que je peux révéler à mon intervenant des aspects de moi qui me font
peur ou dont j’ai honte et qu’il va m’accepter comme je suis, sans me juger
1 2 3 4 5
3. Je sens que je peux exprimer mes frustrations ou mes insatisfactions envers
mon intervenant sans que cela n’affecte son attitude envers moi.
1 2 3 4 5
4. Mon intervenant est à l’aise de me confronter à des sujets ou des thèmes
suscitant des émotions inconfortables chez moi lorsque c’est utile pour mon
cheminement
1 2 3 4 5
5. Je me sens compris par mon intervenant. 1 2 3 4 5
6. Nous construisons à deux une compréhension commune de mes difficultés et
de leurs causes.
1 2 3 4 5
7. Nous travaillons sur des objectifs déterminés ensemble. 1 2 3 4 5
8. Mon intervenant m’aide à orienter plus spécifiquement nos discussions vers
des sujets reliés à mes objectifs.
1 2 3 4 5
9. La méthode que nous utilisons pour travailler sur mes difficultés a du sens
pour moi.
1 2 3 4 5
10. Nous adaptons la façon de travailler sur mes difficultés en fonction de mes
besoins actuels.
1 2 3 4 5
136
Annexe 6 : Questionnaire sociodémographique
Le but de ce questionnaire est de recueillir des informations descriptives générales.
1. Quel est votre niveau de maîtrise de la langue française?
____Excellent (1)
____Bon (2)
____Passable (3)
____Faible (4)
____Nul (5)
2. Sexe : ____ Féminin (1) ____ Masculin (2) ____Autre (3), spécifiez :
3. Âge : _____
4. Quel est votre plus haut degré de scolarité complété :
____ Secondaire non complété (1) ____ Baccalauréat (5)
____ Secondaire (2) ____ Maîtrise (6)
____ Cours professionnel (D.E.P.) (3) ____ Doctorat (7)
____ Collégial (4) ____ Postdoctorat (8)
5. Quelle est votre occupation principale actuelle?
____Emploi (1)
____Sans emploi/arrêt de travail (2)
____Étudiant (3)
____Retraité (4)
____À la maison (5)
6. Quelle est votre nationalité?
___Canadienne (1)
___États-Unis (2)
___Pays d’Amérique latine, centrale ou du Sud (3)
___Pays Européen (4)
___Pays Asiatique (5)
___Pays Africain (6)
___Pays du Moyen-Orient (7)
___Pays de l’Océanie (8)
___Autre___Spécifiez (9)
137
7. Quelle est votre motif principal de consultation :
____ Anxiété (1) ____ Symptômes de psychose (6)
____ Symptômes dépressifs (2) ____ Inattention/manque de concentration (7)
____ Difficultés relationnelles (3) ____ Trouble du sommeil (8)
____ Gestion des émotions (4) ____ Symptômes reliés à un traumatisme (9)
____ Difficultés alimentaires (5) ____ Autre (10) Spécifiez : ______________
8. Quelle est le sexe de votre intervenant? ____ Féminin (1) ____ Masculin (2)
_____Autre (3) spécifiez :________________
9. Quelle est le titre professionnel de votre intervenant?
____ Psychologue (1) ____ Éducateur spécialisé (7)
____ Travailleur social (2) ____ Thérapeute conjugal et familial (8)
____ Infirmier (ère) (3) ____ Criminologue (9)
____ Ergothérapeute (4) ____ Sexologue (10)
____ Conseiller(ère) en orientation (5) ____ Psychiatre (11)
____ Psychoéducateur(trice) (6) ____ Autre (12) Spécifiez : __________
10. Quel est le nombre de séances écoulées depuis le début de votre suivi? ________
11. Quelle est la fréquence actuelle de vos séances?
____ Plus d’une fois par semaine (1)
____ Une fois par semaine (2)
____ Une fois aux 2 semaines (3)
____ Une fois aux 3 ou 4 semaines (4)
____ Autre (5) Spécifiez ________
12. À quand remonte votre dernière séance?
___ Il y a moins d’une semaine (1)
___ Entre une et deux semaines (2)
___ Entre deux semaines et un mois (3)
___ Il y a plus d’un mois (4)
13. Quelle est le type d’approche thérapeutique privilégiée par votre intervenant, s’il s’agit
d’un psychothérapeute?
____ Cognitivo-comportementale (1)
____ Psychodynamique-Analytique (2)
____ Humaniste-existentielle (3)
____ Systémique-Interactionnelle (4)
____ Intégrative-Éclectique (5)
____ Ne sait pas (6)
____ Mon intervenant n’est pas un psychothérapeute (7)
____ Autre (8) Spécifiez : _______
