孫啟武 王之煥 任志洪 于麗霞 吳才智,3

視頻咨詢不會(huì)削弱咨詢效果：來(lái)自與線下面詢比較的證據(jù)*

孫啟武1,2王之煥1任志洪1,2于麗霞1,2吳才智1,3

(1華中師范大學(xué)心理學(xué)院;2青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室;3人的發(fā)展與心理健康湖北省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 武漢 430079)

在新冠疫情背景下, 許多心理咨詢從線下面詢轉(zhuǎn)向了視頻咨詢, 由此引發(fā)的問(wèn)題是：與線下面詢相比, 視頻咨詢是否會(huì)削弱咨詢效果？在高校咨詢中心的自然情境下, 使用隨機(jī)截距交叉滯后模型, 比較了視頻咨詢和線下面詢條件下, 工作同盟與咨詢效果的相互影響及其差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 在組內(nèi)水平, 兩種條件下工作同盟與咨詢效果的相互預(yù)測(cè)關(guān)系無(wú)顯著性差異。前六次會(huì)談中, 僅第一次和第四次會(huì)談結(jié)束后, 視頻咨詢組工作同盟水平顯著低于線下面詢組; 其余會(huì)談結(jié)束后, 兩組工作同盟水平無(wú)顯著性差異。結(jié)案時(shí), 兩組在咨詢效果上無(wú)顯著性差異。結(jié)論是視頻咨詢和線下面詢類似, 能建立相對(duì)穩(wěn)固的工作同盟, 從而降低癥狀水平。這為后疫情時(shí)代應(yīng)用視頻咨詢的有效性提供了新的證據(jù)。

視頻咨詢, 線下面詢, 工作同盟, 咨詢效果, 隨機(jī)截距交叉滯后模型

1 前言

自新冠疫情爆發(fā)以來(lái), 心理咨詢行業(yè)一個(gè)引人矚目的變化是越來(lái)越多的從業(yè)者開(kāi)始采用視頻咨詢。視頻咨詢擴(kuò)大了專業(yè)咨詢師提供心理健康服務(wù)的地域范圍。一方面, 視頻咨詢有利于調(diào)集發(fā)達(dá)地區(qū)的優(yōu)勢(shì)專業(yè)資源, 服務(wù)于全國(guó)各地的尋求專業(yè)服務(wù)者。另一方面, 視頻咨詢也可以讓來(lái)自全國(guó)的專業(yè)人員服務(wù)于特定地域的求助者(例如, 高校大學(xué)生日益增加的心理健康服務(wù)需求; 或在公共危機(jī)情形下某地突出的心理健康服務(wù)需求等)。尋求專業(yè)服務(wù)者和專業(yè)服務(wù)提供者往往習(xí)慣于傳統(tǒng)的線下面詢 (線下面對(duì)面的心理咨詢) 模式。在面對(duì)這一轉(zhuǎn)變時(shí), 人們一個(gè)顯而易見(jiàn)的疑問(wèn)就是, 視頻咨詢是否會(huì)削弱咨詢效果？鑒于視頻咨詢具有巨大的便利性優(yōu)勢(shì), 對(duì)此問(wèn)題的回答既具有重要的現(xiàn)實(shí)意義, 也可在視頻咨詢條件下檢驗(yàn)心理咨詢的效果及其機(jī)制。

1.1 視頻咨詢的特征

視頻咨詢是在線或遠(yuǎn)程心理咨詢的一種, 指專業(yè)咨詢師通過(guò)計(jì)算機(jī)和互聯(lián)網(wǎng)為當(dāng)事人提供的心理咨詢服務(wù)(Richards & Viganò, 2012)。視頻咨詢通常的做法是利用某種視頻會(huì)議系統(tǒng), 使咨詢師和當(dāng)事人能夠?qū)崟r(shí)看到和聽(tīng)到彼此。除“遠(yuǎn)程”這一特點(diǎn)之外, 視頻咨詢其它方面都與線下面詢相同, 是與線下面詢最接近的、也是最常用的在線咨詢方式之一?？梢詫⒁曨l咨詢看成一種特殊的“面對(duì)面咨詢”：借助視頻會(huì)議的形式, 雙方不但能看到對(duì)方, 還能看到自己的畫(huà)面。與線下面詢相比較, 視頻咨詢最大的優(yōu)勢(shì)是其便利性, 能夠克服空閑時(shí)間較少、行動(dòng)受限以及尋求幫助時(shí)感到恥辱等困難(Rochlen et al., 2004)。在新冠疫情背景下, 居家隔離、保持社交距離成為常態(tài), 激增的心理服務(wù)需求使得視頻咨詢成為新的趨勢(shì)。美國(guó)一項(xiàng)調(diào)查顯示, 新冠疫情爆發(fā)后短短2周內(nèi), 3038名咨詢師中使用遠(yuǎn)程心理咨詢的比例從29%上升至83%, 其中88%的咨詢師提供了視頻咨詢服務(wù)(Sammons et al., 2020)。

其次, 視頻咨詢的某些特征能夠促進(jìn)良好咨詢關(guān)系的建立。例如, 通過(guò)輪流發(fā)言減緩互動(dòng)、促進(jìn)情緒覺(jué)察; 雙方都有自己的獨(dú)立空間, 當(dāng)事人知道他們可以把音量調(diào)大或調(diào)小, 把咨詢師圖像放大或縮小, 從而增強(qiáng)他們的控制感(Simpson & Reid, 2014)。有證據(jù)表明對(duì)一些當(dāng)事人而言, 在視頻咨詢中與咨詢師保持一定的距離, 能緩解他們的壓力, 增強(qiáng)安全感。例如, 對(duì)談?wù)撟约旱膯?wèn)題感到羞恥的貪食癥患者(Simpson et al., 2005), 希望獲得高控制感的廣泛性焦慮癥患者(Watts et al., 2020)等。

與線下面詢相比較, 視頻咨詢的主要劣勢(shì)是會(huì)遺漏一些非言語(yǔ)線索, 對(duì)及時(shí)和準(zhǔn)確感知情緒信息有所妨礙。例如, 雙方不能進(jìn)行直接的眼神交流, 看不到畫(huà)面以外的肢體語(yǔ)言(Thompson-de Benoit & Kramer, 2020); 咨訪雙方直接接觸的對(duì)象是電腦屏幕而非人, 因而無(wú)法體會(huì)線下面詢中的溫暖感(Leibert & Archer, 2006)等。此外, 網(wǎng)絡(luò)通信的響應(yīng)延遲、連接不穩(wěn)定以及音畫(huà)不同步等問(wèn)題也會(huì)影響雙方交流體驗(yàn)(Markowitz et al., 2021)。這些特點(diǎn)都會(huì)對(duì)咨詢過(guò)程和咨詢效果產(chǎn)生潛在的不利影響(Fernández-álvarez & Fernández-álvarez, 2021)。

1.2 視頻咨詢的效果

目前的元分析結(jié)果都支持視頻咨詢的有效性(Fernandez et al., 2021; Matsumoto et al., 2021; Norwood et al., 2018)。例如, Norwood等人(2018)通過(guò)元分析(納入研究數(shù)= 12, 總被試數(shù)= 343)發(fā)現(xiàn), 采用認(rèn)知行為療法的視頻咨詢?cè)诰徑獍Y狀效應(yīng)上毫不遜色于線下面詢(標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差, standardized mean difference [SMD] = ?0.03)。Matsumoto等人(2021)對(duì)16項(xiàng)隨機(jī)對(duì)照研究(= 1745)進(jìn)行元分析發(fā)現(xiàn), 通過(guò)視頻會(huì)議進(jìn)行的認(rèn)知行為治療對(duì)精神障礙患者有效(Hedge’s= ?0.49)。另一項(xiàng)元分析納入了56項(xiàng)組內(nèi)研究(= 1681)和47項(xiàng)組間研究(= 3564), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)求助者在視頻咨詢后的改善具有大的效應(yīng)量(Hedge’s= 0.99); 進(jìn)行偏倚修正后, 仍然有中等的效應(yīng)量(Hedge’s= 0.54), 并且視頻咨詢與線下面詢的咨詢效果沒(méi)有差異(Hedge’s= 0.01) (Fernandez et al., 2021)。

1.3 視頻咨詢的作用機(jī)制

文獻(xiàn)中, 關(guān)于視頻咨詢作用機(jī)制的討論非常少。由于視頻咨詢與線下面詢僅在形式上有所不同, 因此, 我們?cè)O(shè)想, 視頻咨詢與線下面詢的作用機(jī)制基本相同。關(guān)于咨詢效果的作用機(jī)制, 概而言之, 有兩種基本假說(shuō)。一是“流派說(shuō)”, 例如經(jīng)典精神分析認(rèn)為無(wú)意識(shí)的心理沖突是神經(jīng)癥的根本原因, 治療的重點(diǎn)在于使無(wú)意識(shí)過(guò)程意識(shí)化; 行為主義流派認(rèn)為癥狀行為是學(xué)習(xí)的產(chǎn)物, 可以通過(guò)條件作用使之消失; 人本主義流派則認(rèn)為產(chǎn)生心理困擾的原因是對(duì)機(jī)體經(jīng)驗(yàn)的否認(rèn)和歪曲, 建立良好的助長(zhǎng)性條件(如好的咨詢關(guān)系)能促進(jìn)對(duì)機(jī)體經(jīng)驗(yàn)的“真誠(chéng)”體驗(yàn), 從而緩解心理困擾(江光榮, 2012), 等等。

二是共同要素說(shuō)。共同要素說(shuō)的基本觀點(diǎn)是在不同治療流派中存在一些共有成分, 如固定的場(chǎng)所、有一套針對(duì)心理困擾的理論和干預(yù)方法、穩(wěn)定且有力的支持性關(guān)系等, 是這些共有成分促進(jìn)了治療性改變。在元分析的基礎(chǔ)上, Wampold (2015)總結(jié)出有證據(jù)支持的共同要素包括六種, 分別是工作同盟(= 0.57)、共情(= 0.63)、目標(biāo)一致和合作(= 0.71)、積極關(guān)注和肯定(= 0.55)、一致和真誠(chéng)(= 0.48)和咨詢師效應(yīng)(= 0.46)等。其中, 許多證據(jù)表明工作同盟的裂痕與修復(fù)是咨詢起效的核心機(jī)制之一(Eubanks et al., 2019; Safran et al., 2001)。少量研究在視頻咨詢中檢驗(yàn)了該假設(shè), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)工作同盟裂痕?修復(fù)過(guò)程與癥狀變化同樣具有相互預(yù)測(cè)關(guān)系, 從而將工作同盟的裂痕與修復(fù)這一核心機(jī)制拓展至了視頻咨詢(Morland et al., 2015; Norwood et al., 2021)。

1.4 視頻咨詢中的工作同盟

工作同盟是指咨詢師與當(dāng)事人建立的一種合作性關(guān)系(Bordin, 1979, 1994)。Bordin (1994)認(rèn)為工作同盟的成分包括“目標(biāo)?任務(wù)”的一致性和在此過(guò)程中形成的情感聯(lián)結(jié)。包括295項(xiàng)研究、覆蓋超過(guò)3萬(wàn)名當(dāng)事人的元分析結(jié)果表明, 線下面詢中的工作同盟與咨詢效果之間存在穩(wěn)健的關(guān)系, 相關(guān)系數(shù)為0.28 (Fluckiger et al., 2018)。類似地, 元分析(= 20,= 1167)發(fā)現(xiàn), 在線咨詢中工作同盟與咨詢效果之間的相關(guān)系數(shù)為0.21, 但這一結(jié)果包括了在線聊天、郵件、電話以及視頻會(huì)議等多種形式, 必須謹(jǐn)慎解釋(Kaiser et al., 2021)。

就視頻咨詢與線下面詢工作同盟質(zhì)量的橫向比較而言, 一些研究發(fā)現(xiàn)二者的工作同盟質(zhì)量相當(dāng)。例如Simpson和Reid (2014)關(guān)于視頻咨詢的研究綜述(= 22,= 348)發(fā)現(xiàn), 咨詢師和當(dāng)事人能建立穩(wěn)固的工作同盟, 工作同盟的質(zhì)量與線下面詢一樣好。最近一項(xiàng)以大學(xué)生為被試的隨機(jī)對(duì)照研究(= 58)也發(fā)現(xiàn), 三種咨詢方式(線下面詢、電話咨詢和視頻咨詢)之間, 工作同盟質(zhì)量沒(méi)有顯著差異(Reese et al., 2016)。而另外一些研究則發(fā)現(xiàn), 視頻咨詢的工作同盟質(zhì)量低于線下面詢的工作同盟質(zhì)量。例如, Norwood等人(2018)的元分析研究發(fā)現(xiàn), 采用認(rèn)知行為療法的視頻咨詢中建立的工作同盟質(zhì)量比線下面詢更差(SMD = ?0.30)。

很少有研究討論視頻咨詢中工作同盟與咨詢效果的縱向變化關(guān)系。已有證據(jù)表明, 在組內(nèi)水平, 線下面詢的工作同盟水平和癥狀嚴(yán)重程度是相互影響的關(guān)系。也就是說(shuō), 工作同盟的鞏固會(huì)導(dǎo)致癥狀緩解, 而癥狀的緩解又能促進(jìn)工作同盟質(zhì)量(Falkenstr?m et al., 2013; 孫啟武等, 2021; Sun, Wu, et al., 2021)。研究者認(rèn)為, 工作同盟裂痕?修復(fù)過(guò)程是產(chǎn)生咨詢效果的核心機(jī)制之一(Eubanks et al., 2019; Safran et al., 2001)。在咨詢過(guò)程中, 工作同盟水平降低之后再恢復(fù)到原有或更好水平, 就意味著出現(xiàn)了工作同盟的裂痕?修復(fù)過(guò)程。已有初步證據(jù)表明, 視頻咨詢存在類似的起效機(jī)制。Norwood等人(2021)采用多層模型分析了46名患有健康焦慮的當(dāng)事人在視頻咨詢中的工作同盟(會(huì)談評(píng)定量表, SRS)與咨詢效果(咨詢效果評(píng)定量表, ORS)的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 在組內(nèi)水平, 工作同盟與咨詢效果之間存在相互預(yù)測(cè)關(guān)系。再比如, 一項(xiàng)針對(duì)女性創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙患者的隨機(jī)對(duì)照研究(= 126)發(fā)現(xiàn), 第2次會(huì)談后視頻咨詢組當(dāng)事人的工作同盟評(píng)分低于線下面詢組, 但這種差異在第6次和第12次咨詢后的測(cè)量中消失了(Morland et al., 2015), 這意味著視頻咨詢中存在工作同盟的裂痕?修復(fù)過(guò)程。

1.5 研究假設(shè)

本研究試圖在自然情境下檢驗(yàn)視頻咨詢對(duì)工作同盟和咨詢效果的影響?；谝陨嫌懻? 我們假設(shè)工作同盟裂痕?修復(fù)過(guò)程是視頻咨詢的核心作用機(jī)制之一。具體而言, 我們假設(shè)：(1)視頻咨詢與線下面詢一樣有效; (2)在組內(nèi)水平, 視頻咨詢的工作同盟與癥狀之間是相互影響的關(guān)系, 即工作同盟水平的提高可能會(huì)導(dǎo)致癥狀緩解, 而癥狀的緩解又能促進(jìn)工作同盟質(zhì)量; (3)在咨詢的某些階段, 視頻咨詢的工作同盟質(zhì)量會(huì)低于線下面詢的工作同盟質(zhì)量, 但隨著咨詢的進(jìn)展, 這種差異會(huì)消失。

2 方法

2.1 研究參與者

本研究分析的數(shù)據(jù)來(lái)自從2020年9月到2021年7月, 在華中師范大學(xué)大學(xué)生心理健康教育中心(以下簡(jiǎn)稱為“咨詢中心”)預(yù)約了心理咨詢的1004名當(dāng)事人。其中, 65人因建議就醫(yī)、時(shí)間沖突等原因未安排咨詢。當(dāng)事人的排除標(biāo)準(zhǔn)為：(1)需要藥物治療和住院治療的當(dāng)事人; (2)先后接受了不同類型咨詢的當(dāng)事人; 以及(3)僅一次或兩次會(huì)談的當(dāng)事人。由于隨機(jī)截距交叉滯后模型(random intercept cross-lagged panel model, RI-CLPM)要求至少有三個(gè)時(shí)間點(diǎn)的數(shù)據(jù), 刪除了前三次測(cè)量有缺失數(shù)據(jù)的當(dāng)事人, 最終納入分析的當(dāng)事人有525人(見(jiàn)圖1)。視頻咨詢組117人, 其中女性91人(77.78%), 男性26人; 線下面詢組408人, 其中女性321人(78.68%), 男性87人。當(dāng)事人的平均年齡= 20.19,= 1.52。其中, 24.57%的當(dāng)事人報(bào)告了精神科就診或治療經(jīng)歷。咨詢主題包括自我探索與成長(zhǎng)、情緒困擾、人際關(guān)系、家庭問(wèn)題、生涯規(guī)劃等。

圖1 研究參與者入組和分析數(shù)據(jù)流程圖

2.2 測(cè)量工具

常規(guī)臨床咨詢效果評(píng)估表(CORE-OM) 常規(guī)臨床咨詢效果評(píng)估表(CORE-OM; Evans et al., 2002; Zhang et al., 2019)用于評(píng)估當(dāng)事人過(guò)去一周內(nèi)的一般情緒困擾, 采用Likert 5級(jí)評(píng)分, 從0 (從來(lái)沒(méi)有)到4 (總是如此), 包括康樂(lè)、癥狀、社會(huì)功能和風(fēng)險(xiǎn)4個(gè)因子, 共34題。為方便當(dāng)事人作答, 僅在第一次會(huì)談前和咨詢?nèi)拷Y(jié)束后使用34題長(zhǎng)版, 其余在每一次會(huì)談前使用10題短版以用于日常的進(jìn)度反饋。在本樣本中, 第一次會(huì)談前CORE-OM短版的內(nèi)部一致性信度為0.84。本研究使用CORE-OM短版的總分進(jìn)行分析, 分?jǐn)?shù)越高表明癥狀越嚴(yán)重。

會(huì)談同盟量表(SAI) 會(huì)談同盟量表(SAI; Falkenstr?m et al., 2015)是在工作同盟量表(WAI)的基礎(chǔ)上提出的簡(jiǎn)版, 它評(píng)估了工作同盟的3個(gè)關(guān)鍵成分：目標(biāo)一致、任務(wù)一致和情感聯(lián)結(jié), 采用Likert 5級(jí)評(píng)分, 從0 (從來(lái)沒(méi)有)到4 (總是如此), 共6題。會(huì)談同盟量表在中國(guó)樣本中具有良好的信度和效度(朱旭等, 2011)。在本樣本中, 第一次會(huì)談后SAI的內(nèi)部一致性信度為0.79。本研究使用SAI的總分進(jìn)行分析, 分?jǐn)?shù)越高表明工作同盟質(zhì)量越好。

患者健康問(wèn)卷(PHQ-9) 患者健康問(wèn)卷(PHQ-9; 卞崔冬等, 2009; Kroenke et al., 2001)用于評(píng)估當(dāng)事人過(guò)去兩周內(nèi)的抑郁癥狀, 采用Likert 4級(jí)評(píng)分, 從0 (從來(lái)沒(méi)有)到3 (幾乎每天), 共9題。在本樣本中, 第一次會(huì)談前測(cè)量的PHQ-9的內(nèi)部一致性信度為0.89。本研究使用PHQ-9的總分進(jìn)行分析, 分?jǐn)?shù)越高表明抑郁癥狀越嚴(yán)重。

廣泛性焦慮障礙問(wèn)卷(GAD-7) 廣泛性焦慮障礙問(wèn)卷(GAD-7; 何筱衍等, 2010; Spitzer et al., 2006)用于評(píng)估當(dāng)事人過(guò)去兩周內(nèi)的焦慮癥狀, 采用Likert 4級(jí)評(píng)分, 從0 (從來(lái)沒(méi)有)到3 (幾乎每天), 共7題。在本樣本中, 第一次會(huì)談前測(cè)量的GAD-7的內(nèi)部一致性信度為0.91。本研究使用GAD-7的總分進(jìn)行分析, 分?jǐn)?shù)越高表明焦慮癥狀越嚴(yán)重。

事后調(diào)查 在咨詢結(jié)束后, 還對(duì)當(dāng)事人進(jìn)行了事后調(diào)查, 包括“您認(rèn)為心理咨詢有多大幫助”, 從1 (完全沒(méi)有幫助)到5 (非常有幫助); “您在多大程度上達(dá)成了咨詢目標(biāo)”, 從0 (完全沒(méi)有達(dá)到咨詢目標(biāo))到10 (完全達(dá)到了咨詢目標(biāo)); 以及“您對(duì)本次咨詢的滿意度”, 從1 (完全不滿意)到5 (完全滿意)。

2.3 研究程序

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源是進(jìn)度反饋研究項(xiàng)目, 得到了咨詢中心使用數(shù)據(jù)的許可。對(duì)于想要預(yù)約咨詢的當(dāng)事人, 在征得知情同意之后, 咨詢中心會(huì)收集他們的個(gè)人基本信息, 并請(qǐng)他們填寫(xiě)PHQ-9和GAD-7。隨后, 中心外聘的精神科醫(yī)生會(huì)對(duì)當(dāng)事人進(jìn)行評(píng)估, 并根據(jù)評(píng)估結(jié)果給出就診建議或安排咨詢。根據(jù)當(dāng)事人的時(shí)間和意愿將他們分別安排至視頻咨詢組或線下面詢組, 而未采用隨機(jī)分組。此種安排符合咨詢中心的實(shí)際情況, 同時(shí)可以克服研究者效應(yīng), 因?yàn)檠芯空卟⒉恢滥男┊?dāng)事人會(huì)進(jìn)入視頻咨詢組。

安排咨詢后, 咨詢師與當(dāng)事人每周在固定時(shí)間進(jìn)行一次會(huì)談, 每次50分鐘, 不收費(fèi)。在每次咨詢之前, 當(dāng)事人填寫(xiě)CORE-OM短版; 在咨詢結(jié)束之后當(dāng)事人填寫(xiě)SAI。在咨詢結(jié)案時(shí), 當(dāng)事人需要再次填寫(xiě)PHQ-9、GAD-7和CORE-OM長(zhǎng)版, 并完成事后調(diào)查。線下面詢組與視頻咨詢組的唯一區(qū)別在于, 線下面詢組當(dāng)事人與咨詢師在指定房間內(nèi)面對(duì)面進(jìn)行咨詢, 而視頻咨詢組當(dāng)事人在指定房間內(nèi)通過(guò)騰訊會(huì)議會(huì)議室與咨詢師遠(yuǎn)程進(jìn)行視頻咨詢。通常, 每位當(dāng)事人每學(xué)期可會(huì)談的次數(shù)為6次。需要更多會(huì)談次數(shù)的當(dāng)事人, 經(jīng)由咨詢師申請(qǐng), 可增加其會(huì)談次數(shù)。

2.4 分析策略

2.4.1 模型選擇

本研究采用隨機(jī)截距交叉滯后模型(Hamaker et al., 2015)進(jìn)行分析。在隨機(jī)截距交叉滯后模型中(見(jiàn)圖2), 對(duì)工作同盟與癥狀在多個(gè)時(shí)間點(diǎn)的測(cè)量建立隨機(jī)截距(即所有載荷都為1的因子), 以表示工作同盟與癥狀在不同當(dāng)事人之間的差異, 即組間效應(yīng)。當(dāng)事人的工作同盟與癥狀在特定時(shí)間點(diǎn)圍繞平均值的波動(dòng)的相互預(yù)測(cè)關(guān)系為組內(nèi)效應(yīng)。以會(huì)談前測(cè)量的癥狀預(yù)測(cè)同一次會(huì)談后測(cè)量的工作同盟, 會(huì)談后測(cè)量的工作同盟預(yù)測(cè)下一次會(huì)談前測(cè)量的癥狀, 建立交叉滯后路徑。以會(huì)談前測(cè)量的癥狀預(yù)測(cè)下一次會(huì)談前測(cè)量的癥狀, 會(huì)談后測(cè)量的工作同盟預(yù)測(cè)下一次會(huì)談后測(cè)量的工作同盟, 建立自回歸路徑。相較于傳統(tǒng)交叉滯后模型(CLPM), 隨機(jī)截距交叉滯后模型的優(yōu)點(diǎn)在于區(qū)分了組間效應(yīng)和組內(nèi)效應(yīng), 用隨機(jī)截距項(xiàng)表示那些不隨時(shí)間推移而變化的“類特質(zhì)”的成分, 從而得到組內(nèi)水平的自回歸效應(yīng)和交叉滯后效應(yīng)。在組內(nèi)水平, 工作同盟水平的變化, 表示相對(duì)與當(dāng)事人自身的工作同盟水平而言工作同盟質(zhì)量的波動(dòng)過(guò)程(降低或升高), 該過(guò)程反映了工作同盟裂痕?修復(fù)過(guò)程。如果工作同盟水平降低, 則意味著出現(xiàn)了裂痕; 在工作同盟水平降低之后, 又恢復(fù)到原有水平或比原有水平更高, 則意味著出現(xiàn)了裂痕的修復(fù)。該過(guò)程可以用組內(nèi)水平的工作同盟質(zhì)量的波動(dòng)值表示(見(jiàn)圖2)。

2.4.2 模型比較

為了檢驗(yàn)工作同盟與咨詢效果的相互預(yù)測(cè)關(guān)系, 采用了隨機(jī)截距交叉滯后模型視頻咨詢組和線下面詢組的組間比較分析(Mulder & Hamaker, 2021)。使用Schwarz (1978)提出的貝葉斯信息準(zhǔn)則(BIC)進(jìn)行模型比較, BIC越小意味著模型數(shù)據(jù)擬合度更好。如果多組比較模型的BIC值降低, 則意味著在組內(nèi)水平, 工作同盟和咨詢效果的相互預(yù)測(cè)關(guān)系有組間顯著的路徑差異; 如果多組比較模型的BIC值升高, 則表示多組比較模型沒(méi)有改善模型數(shù)據(jù)擬合度, 線下面詢組和視頻咨詢組具有同質(zhì)性, 在組內(nèi)水平?jīng)]有組間顯著的路徑差異。

2.4.3 缺失值檢驗(yàn)

缺失值類型包括完全隨機(jī)缺失(missing completely at random, MCAR)、隨機(jī)缺失(missing at random, MAR)和非隨機(jī)缺失(missing not at random, MNAR)。其中, 非隨機(jī)缺失與含有缺失值的變量自身的取值有關(guān), 在統(tǒng)計(jì)分析中忽略這些缺失值會(huì)導(dǎo)致分析結(jié)果的出現(xiàn)偏差。在自然情境下進(jìn)行的咨詢研究, 當(dāng)事人永久退出的原因有很多, 比如咨詢目標(biāo)已經(jīng)達(dá)到, 或者由于時(shí)間沖突等不可抗力因素?zé)o法參加, 也有可能是工作同盟或咨詢效果較差造成的脫落。對(duì)可能含有非隨機(jī)缺失的數(shù)據(jù), 采用非隨機(jī)缺失機(jī)制下的方法分析更加可靠。根據(jù)模型比較結(jié)果, 處理縱向數(shù)據(jù)中的非隨機(jī)缺失, 使用Diggle-Kenward選擇模型會(huì)得到精度更高的參數(shù)估計(jì)(陳楠, 劉紅云, 2015)。在該模型中, 通過(guò)結(jié)果變量在上一時(shí)間點(diǎn)和同一時(shí)間點(diǎn)的測(cè)量值來(lái)預(yù)測(cè)缺失概率, 從而估計(jì)缺失值對(duì)分析結(jié)果的影響(見(jiàn)圖4)。

以上模型均采用Mplus 8.1 (Muthén & Muthén, 2017)進(jìn)行分析, 以穩(wěn)健最大似然法(MLR)進(jìn)行估計(jì)。采用均方根近似誤差(RMSEA, 0.06以下為擬合良好), 比較擬合指數(shù)(CFI, 0.95以上為擬合良好), 標(biāo)準(zhǔn)化擬合均方根殘差(SRMR, 0.08以下為擬合良好)作為模型擬合指標(biāo)(Hu & Bentler, 1999)。其它統(tǒng)計(jì)采用Stata 17 (StataCorp, 2021)進(jìn)行分析。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與預(yù)分析

兩組工作同盟與癥狀的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。檢驗(yàn)零模型(null model), 工作同盟的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)(intraclass correlation, ICC)是0.65, 這意味著工作同盟的組間差異占總方差的65%, 組內(nèi)差異占總方差的35%; 癥狀的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)是0.62, 這意味著癥狀的組間差異占總方差的62%, 組內(nèi)差異占總方差的38%。

表1 視頻咨詢組與線下面詢組的描述性統(tǒng)計(jì)

由于本研究全部采用問(wèn)卷法收集數(shù)據(jù), 需要檢驗(yàn)是否存在共同方法偏差檢驗(yàn)。分別對(duì)前3次測(cè)量進(jìn)行Harman 單因子檢驗(yàn), 以檢驗(yàn)是否存在共同方法偏差(周浩, 龍立榮, 2004)。結(jié)果表明, 前三次測(cè)量分別有3、3、4個(gè)特征根大于1的因子, 并且第一個(gè)因子分別能解釋總變異量的27.70%、24.40%、27.26%, 均小于臨界標(biāo)準(zhǔn)40%。因此, 本研究中共同方法偏差在可以接受的范圍內(nèi)。

3.2 工作同盟與癥狀預(yù)測(cè)關(guān)系組內(nèi)水平分析

在本研究中, 一般規(guī)定當(dāng)事人最多進(jìn)行6次會(huì)談, 因此使用前6次會(huì)談的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。建立一個(gè)隨機(jī)截距交叉滯后模型(見(jiàn)圖2), 該模型擬合較好(c2(66) = 2627.53,< 0.001; RMSEA = 0.04, 90% CI [0.03, 0.05], probability ≤ 0.05: 0.92; CFI = 0.98; SRMR = 0.10; BIC = 27648.98)。結(jié)果表明, 工作同盟在組內(nèi)水平上顯著預(yù)測(cè)下一次會(huì)談的癥狀(β = ?0.07,= 0.03,= 0.02), 癥狀在組內(nèi)水平上顯著預(yù)測(cè)同一次會(huì)談的工作同盟(β = ?0.07,= 0.03,= 0.03)。

3.3 基于隨機(jī)截距交叉滯后模型的視頻咨詢組與線下面詢組的比較分析

建立一個(gè)多組隨機(jī)截距交叉滯后模型(視頻咨詢vs. 線下面詢, 見(jiàn)圖3), 該模型擬合較好(c2(141) = 2894.79,< 0.001; RMSEA = 0.04, 90% CI [0.03, 0.06], probability ≤ 0.05: 0.81; CFI = 0.98; SRMR = 0.13; BIC = 27748.54)。加入分組變量后, 擬合指數(shù)并沒(méi)有改善(ΔBIC = 99.56), 該結(jié)果表示多組比較模型沒(méi)有改善模型數(shù)據(jù)擬合度, 線下面詢組和視頻咨詢組具有同質(zhì)性, 兩組在組內(nèi)水平的路徑系數(shù)上無(wú)顯著差異。多組比較的結(jié)果與整體分析的結(jié)果類似, 但由于分組降低了統(tǒng)計(jì)效能, 在組內(nèi)水平工作同盟與癥狀之間的相互預(yù)測(cè)作用不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性了(圖3)。

3.4 敏感性分析

會(huì)談次數(shù)的影響 當(dāng)事人癥狀隨時(shí)間的變化率與會(huì)談次數(shù)相關(guān), 會(huì)談次數(shù)較少的當(dāng)事人癥狀變化得較快, 因此通過(guò)控制會(huì)談次數(shù)的影響可以消除癥狀隨時(shí)間變化的趨勢(shì)(Baldwin et al., 2009)。當(dāng)事人的平均會(huì)談次數(shù)在視頻咨詢組(= 5.59,= 1.85)與線下面詢組(= 6.07,= 2.60)之間沒(méi)有顯著差異(diff= 0.49,= 0.26, 95% CI [?0.03, 0.98],(523) = 1.86)。將會(huì)談次數(shù)作為協(xié)變量納入隨機(jī)截距交叉滯后模型, 使會(huì)談次數(shù)與組間水平的癥狀相關(guān), 分析結(jié)果表明(c2(78) = 2778.00,< 0.001; RMSEA = 0.05, 90% CI [0.04, 0.06], probability ≤ 0.05: 0.64; CFI = 0.96; SRMR = 0.11; BIC = 27628.40), 會(huì)談次數(shù)與癥狀顯著相關(guān)(β = 0.27,= 0.05,< 0.001)。若使會(huì)談次數(shù)與組間水平的工作同盟相關(guān), 分析結(jié)果表明(c2(78) = 2778.00,< 0.001; RMSEA = 0.06, 90% CI [0.04, 0.06], probability ≤ 0.05: 0.31; CFI = 0.96; SRMR = 0.13; BIC = 27652.81), 會(huì)談次數(shù)與工作同盟無(wú)顯著相關(guān)(β = ?0.02,= 0.12,= 0.88)。在以上模型中, 組內(nèi)水平的工作同盟與癥狀的相互預(yù)測(cè)關(guān)系未發(fā)生變化。

圖2 工作同盟與癥狀的隨機(jī)截距交叉滯后模型

注：矩形框表示觀測(cè)變量, 以SA、OM分別表示工作同盟、癥狀; 橢圓表示去中心化的變量, 以c_wai、c_core分別表示工作同盟、癥狀; intercept_SA表示工作同盟的隨機(jī)截距項(xiàng); intercept_OM表示癥狀的隨機(jī)截距項(xiàng); ε表示殘差項(xiàng)。

注：矩形框表示觀測(cè)變量, 以SA、OM分別表示工作同盟、癥狀; 橢圓表示去中心化的變量, 以c_wai、c_core分別表示工作同盟、癥狀; intercept_SA表示工作同盟的隨機(jī)截距項(xiàng); intercept_OM表示癥狀的隨機(jī)截距項(xiàng); ε表示殘差項(xiàng)。

缺失值檢驗(yàn) 假設(shè)工作同盟與癥狀含有非隨機(jī)缺失, 使用Diggle-Kenward選擇模型檢驗(yàn)缺失值在隨機(jī)截距交叉滯后模型中的效用(見(jiàn)圖4)。結(jié)果表明(c2(129) = 239.94,< 0.001; RMSEA = 0.04, 90% CI [0.03, 0.05], probability ≤ 0.05: 0.98; CFI = 0.98; SRMR = 0.07; BIC = 29424.71), 缺失值類型與工作同盟、癥狀無(wú)關(guān), 對(duì)工作同盟與癥狀的相互預(yù)測(cè)關(guān)系也沒(méi)有影響(工作同盟預(yù)測(cè)癥狀: β = ?0.06,= 0.03,= 0.02; 癥狀預(yù)測(cè)工作同盟:β = ?0.07,= 0.03,= 0.01)。該結(jié)果表明在本研究數(shù)據(jù)中, 非隨機(jī)缺失的假設(shè)不成立。

圖4 基于工作同盟與癥狀隨機(jī)截距交叉滯后模型的Diggle-Kenward選擇模型

注：矩形框表示觀測(cè)變量, 以SA、OM分別表示工作同盟、癥狀; 橢圓表示去中心化的變量, 以c_wai、c_core分別表示工作同盟、癥狀; intercept_SA表示工作同盟的隨機(jī)截距項(xiàng); intercept_OM表示癥狀的隨機(jī)截距項(xiàng); ε表示殘差項(xiàng); Missing_4-Missing_6是缺失數(shù)據(jù)編碼而成的虛擬變量(陳楠, 劉紅云, 2015)。圖中包含了從c_SA3-c_SA6到Missing_4-Missing_6的路徑, 但沒(méi)有顯示出來(lái), 以避免造成混亂。

統(tǒng)計(jì)功效 采用蒙泰卡洛模擬方法計(jì)算統(tǒng)計(jì)功效, 蒙泰卡洛模擬可改變相應(yīng)的參數(shù)以研究模型設(shè)定的影響。蒙泰卡洛模擬方法所設(shè)定模型參數(shù)是“真值”, 依據(jù)重復(fù)模擬計(jì)算得出“估計(jì)值”。因此, 可以計(jì)算出每一個(gè)參數(shù)“真值”和“估計(jì)值”的相對(duì)偏差以及統(tǒng)計(jì)功效。根據(jù)本研究樣本的情形, 設(shè)定會(huì)談次數(shù)3～6次的觀察數(shù)分別為408、359、290和233 (表1), 以3次及以上會(huì)談次數(shù)數(shù)據(jù)實(shí)際估算結(jié)果設(shè)定隨機(jī)截距交叉滯后模型參數(shù), 重復(fù)1000次。結(jié)果顯示, 在組內(nèi)水平, 當(dāng)工作同盟與癥狀相互預(yù)測(cè)系數(shù)為0.07時(shí), 統(tǒng)計(jì)功效為94%～96%。

3.5 事后分析

初始癥狀水平 由于當(dāng)事人并非隨機(jī)被分配到視頻咨詢組與線下面詢組, 而是根據(jù)他們的時(shí)間和意愿進(jìn)行安排的, 因此需要檢驗(yàn)兩組的初始癥狀初始水平有無(wú)顯著差異。獨(dú)立樣本檢驗(yàn)表明, 視頻咨詢組與線下面詢組的癥狀初始水平(CORE- OM)沒(méi)有顯著差異(diff= 1.35,= 0.69, 95% CI [?0.02, 2.71],(523) = 1.94,= 0.05)。共498名當(dāng)事人填寫(xiě)了PHQ-9和GAD-7, 視頻咨詢組(111)與線下面詢組(387)的初始抑郁癥狀水平?jīng)]有顯著差異(diff= ?0.09,= 0.65, 95% CI [?1.37, 1.19],(496) = ?0.14,= 0.89), 初始焦慮癥狀水平?jīng)]有顯著差異(diff= 0.12,= 0.59, 95% CI [?1.03, 1.27],(496) = 0.20,= 0.84)。

咨詢過(guò)程中的癥狀水平 檢驗(yàn)視頻咨詢組與線下面詢組的癥狀水平在咨詢過(guò)程中的差異, 以考察視頻咨詢與線下面詢過(guò)程中癥狀變化的差異。結(jié)果表明, 第二次到第六次會(huì)談前所測(cè)量的癥狀水平在兩組之間無(wú)顯著差異(第二次:diff= 0.97,= 0.67, 95% CI [?0.35, 2.28],(523) = 1.45,= 0.15; 第三次:diff= 0.44,= 0.70, 95% CI [?0.93, 1.80],(523) = 0.63,= 0.53; 第四次:diff= 0.98,= 0.76, 95% CI [?0.52, 2.49],(523) = 1.28,= 0.20; 第五次:diff= 0.73,= 0.87, 95% CI [?0.97, 2.43],(523) = 0.85,= 0.40; 第六次:diff= 1.73,= 1.08, 95% CI [?0.39, 3.85],(523) = 1.60,= 0.11)。

咨詢過(guò)程中的工作同盟水平 類似地, 檢驗(yàn)視頻咨詢與線下面詢組的工作同盟水平在咨詢過(guò)程中的差異。結(jié)果表明, 第一次會(huì)談后工作同盟質(zhì)量有顯著差異, 視頻咨詢組工作同盟質(zhì)量顯著低于線下面詢組工作同盟質(zhì)量(diff= 0.77,= 0.35, 95% CI [0.08, 1.46],(523) = 2.18,= 0.03)。這種差異在第二次會(huì)談(diff= 0.59,= 0.33, 95% CI [?0.06, 1.24],(523) = 1.78,= 0.08)和第三次會(huì)談(diff= 0.44,= 0.33, 95% CI [?0.20, 1.08],(523) = 1.34,= 0.18)后變得不顯著。第四次會(huì)談后的工作同盟水平再次出現(xiàn)顯著差異, 視頻咨詢組工作同盟質(zhì)量低于線下面詢組工作同盟質(zhì)量(diff= 0.74,= 0.37, 95% CI [0.02, 1.46],(442) = 2.03,= 0.04)。但是第五次會(huì)談(diff= 0.34,= 0.41, 95% CI [?0.46, 1.15],(339) = 0.84,= 0.40)和第六次會(huì)談(diff= 0.28,= 0.46, 95% CI [?0.62, 1.18],(251) = 0.61,= 0.54)后兩組工作同盟水平無(wú)顯著差異。

結(jié)案時(shí)的癥狀水平 非隨機(jī)分組可能會(huì)導(dǎo)致預(yù)測(cè)變量在組間分布不均衡, 從而影響分析結(jié)果。傾向性得分匹配法可減少混淆變量的影響, 從而能更好地比較視頻咨詢組與線下面詢組的咨詢效果。以咨詢開(kāi)始前施測(cè)的CORE-OM 34、PHQ-9和GAD-7為預(yù)測(cè)變量, 使用半徑匹配法進(jìn)行匹配。結(jié)果表明, 結(jié)案時(shí)視頻咨詢組(89)與線下面詢組(330)在CORE-OM 34 (diff= ?2.30,= 2.36,(419) = ?0.97)、PHQ-9 (diff= ?0.19,= 0.56,(419) = ?0.34)和GAD-7 (diff= ?0.68,= 0.45,(419) = ?1.51)上沒(méi)有顯著差異。

咨詢師類別 咨詢師經(jīng)驗(yàn)可能會(huì)混淆視頻咨詢與線下面詢的組間效應(yīng), 有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師能建立更高質(zhì)量的工作同盟, 或能更早覺(jué)察并修復(fù)工作同盟裂痕, 從而獲得更好的咨詢效果, 因此需要檢驗(yàn)兩組專、兼職咨詢師比例是否存在差異。視頻咨詢組的117名當(dāng)事人, 有6名在實(shí)習(xí)咨詢師處咨詢, 111名在專、兼職咨詢師處咨詢(94.87%); 線下面詢組的408名當(dāng)事人, 有116名在實(shí)習(xí)咨詢師處咨詢, 292名在專、兼職咨詢師處咨詢(71.57%)。該結(jié)果表明視頻咨詢組接受專、兼職咨詢師咨詢的當(dāng)事人比線下面詢組更多,c2(1) = 27.68,< 0.001。

當(dāng)事人性別 本研究的樣本中女性占比較高(線下面詢321人, 占比78.68%; 視頻咨詢91人, 占比77.78%), 但性別在視頻咨詢組與線下面詢組之間并沒(méi)有顯著差異,c2(1) = 0.04,= 0.84。獨(dú)立樣本檢驗(yàn)顯示, 第一次到第六次會(huì)談前后所測(cè)量的癥狀與工作同盟在男女兩組之間均無(wú)顯著差異。

事后調(diào)查 采用傾向性得分匹配法對(duì)當(dāng)事人的事后調(diào)查進(jìn)行分析, 以咨詢開(kāi)始前施測(cè)的CORE-OM 34、PHQ-9和GAD-7為預(yù)測(cè)變量, 使用半徑匹配法的結(jié)果表明, 視頻咨詢組(89)與線下面詢組(330)在咨詢有用性(diff= 0.02,= 0.10,(419) = 0.21)、目標(biāo)達(dá)成度 (diff= 0.19,= 0.23,(419) = 0.83)和咨詢滿意度(diff= 0.10,= 0.07,(419) = 1.55)上都沒(méi)有顯著差異。

4 討論

采用進(jìn)度反饋實(shí)踐的追蹤數(shù)據(jù), 通過(guò)與線下面詢作比較, 本研究考察了視頻咨詢是否會(huì)對(duì)咨詢效果產(chǎn)生不利影響。結(jié)果表明, 視頻咨詢不會(huì)削弱咨詢效果, 視頻咨詢的效果與線下面詢的效果相當(dāng)。同時(shí), 在組內(nèi)水平, 工作同盟與癥狀緩解具有相互預(yù)測(cè)關(guān)系; 而在視頻咨詢組與線下面詢組之間, 工作同盟與癥狀緩解的預(yù)測(cè)路徑系數(shù)無(wú)顯著差異, 二者具有同質(zhì)性。

視頻咨詢與線下面詢?cè)诘谝淮魏偷谒拇螘?huì)談后的工作同盟質(zhì)量有顯著差異, 表明在咨詢的某些階段, 視頻咨詢組工作同盟質(zhì)量低于線下面詢組工作同盟質(zhì)量。但是, 這種差異會(huì)在后續(xù)的咨詢會(huì)談中逐漸消弭。這與Morland等人(2015)的結(jié)果一致。一種解釋是在新冠疫情背景下, 為了保護(hù)自己和他人的健康, 不得不以視頻會(huì)議的形式開(kāi)展咨詢, 咨詢師和當(dāng)事人都面臨著適應(yīng)困難, 同時(shí)他們也會(huì)對(duì)視頻咨詢遇到的問(wèn)題更加包容和理解, 也會(huì)更加主動(dòng)地調(diào)整自己的溝通方式以適應(yīng)視頻咨詢。以往也有研究者發(fā)現(xiàn), 對(duì)某些當(dāng)事人而言, 在剛接觸視頻咨詢時(shí), 他們需要更多的時(shí)間來(lái)適應(yīng)這項(xiàng)技術(shù)(Norwood et al., 2018; Simpson & Reid, 2014)。而B(niǎo)ischoff等人(2004)通過(guò)個(gè)案研究(= 3)發(fā)現(xiàn), 咨詢師和當(dāng)事人確實(shí)會(huì)自然地做出一些調(diào)整以適應(yīng)視頻咨詢：首先, 他們預(yù)期技術(shù)會(huì)帶來(lái)一些困難, 因此對(duì)會(huì)談中出現(xiàn)的問(wèn)題會(huì)更加耐心, 例如因網(wǎng)絡(luò)通訊不暢等原因帶來(lái)的延遲反應(yīng)等; 其次, 他們預(yù)期會(huì)遺失一些非言語(yǔ)線索, 因此會(huì)詢問(wèn)更多的問(wèn)題, 以澄清面部表情和肢體語(yǔ)言的含義, 或者有目的地加強(qiáng)語(yǔ)調(diào)變化, 以及使用夸張的手勢(shì)和動(dòng)作等; 再次, 他們預(yù)期建立關(guān)系變得更加困難, 因此會(huì)在關(guān)系中投入更多的努力。

本研究發(fā)現(xiàn), 在組內(nèi)水平工作同盟質(zhì)量和癥狀緩解具有相互預(yù)測(cè)關(guān)系, 具有小的效應(yīng)量。該結(jié)果與之前的研究結(jié)果一致(Falkenstr?m et al., 2013; 孫啟武等, 2021; Sun, Wu, et al., 2021)。該結(jié)果表明會(huì)談后工作同盟水平可以預(yù)測(cè)下一次會(huì)談前的癥狀變化, 而會(huì)談前的癥狀水平又可以預(yù)測(cè)同一次會(huì)談后的工作同盟變化。由于隨機(jī)截距交叉滯后模型控制了組間差異, 每一次咨詢中工作同盟的組內(nèi)變化(即對(duì)當(dāng)事人自身的相對(duì)變化)都表示了工作同盟有裂痕?修復(fù)過(guò)程：工作同盟的降低表示出現(xiàn)了同盟裂痕, 而工作同盟的提高表示了裂痕修復(fù)(Larsson et al., 2018; Sun, Holmqvist Larsson, et al., 2021)。工作同盟的裂痕與修復(fù)本身是咨詢產(chǎn)生改變的核心機(jī)制之一(Eubanks et al., 2019; Safran et al., 2001)。因此, 我們推測(cè), 雖然視頻咨詢中的技術(shù)問(wèn)題和適應(yīng)困難會(huì)成為產(chǎn)生工作同盟裂痕的特殊影響因素, 但咨詢師對(duì)工作同盟裂痕的及時(shí)識(shí)別和在會(huì)談中進(jìn)行的修復(fù), 反而為當(dāng)事人提供了改變和進(jìn)步的機(jī)會(huì)。也就是說(shuō), 雖然在咨詢的某些階段視頻咨詢組的工作同盟質(zhì)量會(huì)低于線下面詢組的工作同盟質(zhì)量, 但咨詢師或者咨訪雙方為工作同盟裂痕的覺(jué)察和修復(fù)付出努力, 最終成功修復(fù)咨詢過(guò)程中的工作同盟裂痕, 從而帶來(lái)了與線下面詢相同的咨詢效果。

視頻咨詢組幾乎都是專、兼職咨詢師, 與實(shí)習(xí)咨詢師相比, 他們積累了更加豐富的經(jīng)驗(yàn)。質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn), 有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師更善于反思和自我覺(jué)察, 是開(kāi)放的、不設(shè)防的, 擅長(zhǎng)利用人際交往技巧來(lái)建立和維持良好的咨詢關(guān)系(Jennings & Skovholt, 1999)。如上所述, 工作同盟的裂痕?修復(fù)是視頻咨詢的核心機(jī)制之一, 這就對(duì)咨詢師的能力有一定的要求。咨詢師需要更快地識(shí)別出工作同盟裂痕, 尤其在第一次會(huì)談期間, 覺(jué)察當(dāng)事人以不滿或敵意表達(dá)為標(biāo)志的對(duì)抗破裂, 以及更微妙的退縮跡象, 并在后續(xù)會(huì)談中以間接、直接的方式解決破裂問(wèn)題, 重新建立良好的咨詢關(guān)系(Eubanks et al., 2019; Safran et al., 2001)。此外, 由于對(duì)非言語(yǔ)線索的限制會(huì)影響咨詢師對(duì)工作同盟破裂跡象的覺(jué)察, 視頻咨詢?cè)谧稍儙煹拿翡J度方面提出了比線下面詢更高的要求。因此, 咨詢師經(jīng)驗(yàn)可能是視頻咨詢中工作同盟與咨詢效果關(guān)系的混淆因素之一。

在本研究中, 視頻咨詢與線下面詢的設(shè)置幾乎完全一致, 區(qū)別僅在于使用視頻會(huì)議的形式還是線下面對(duì)面進(jìn)行。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 視頻咨詢組與線下面詢組的咨詢效果沒(méi)有顯著差異。這與之前的結(jié)論一致(Fernandez et al., 2021; Matsumoto et al., 2021; Norwood et al., 2018), 表明視頻咨詢不會(huì)削弱咨詢效果。之所以如此, 我們?cè)O(shè)想：一是視頻咨詢的主要作用機(jī)制沒(méi)有發(fā)生本質(zhì)變化。工作同盟、共情、目標(biāo)一致和合作、積極關(guān)注和肯定、真誠(chéng)一致以及咨詢師效應(yīng), 這些在線下面詢中發(fā)揮作用的共同要素同樣在視頻咨詢中發(fā)揮作用(Wampold, 2015)。二是視頻咨詢有一些特殊的補(bǔ)償機(jī)制。例如, 當(dāng)事人坐在獨(dú)屬于自己的房間, 可以自由控制音量和畫(huà)面大小, 這可能使他們體驗(yàn)到更高的賦權(quán), 從而變得更加主動(dòng)(Norwood et al., 2018)。Day和Schneider (2002)的隨機(jī)對(duì)照研究(= 80)發(fā)現(xiàn)參加視頻咨詢的當(dāng)事人在參與維度(包括活動(dòng)水平、主動(dòng)性、信任感、自發(fā)性和去抑制性等)上的得分高于線下面詢組的當(dāng)事人。因此, 當(dāng)事人的主動(dòng)性增強(qiáng)或許可以在一定程度上彌補(bǔ)視頻咨詢中某些線索丟失所帶來(lái)的不利影響。

最后, 視頻咨詢雖然有其特殊之處, 但仍然通過(guò)這些共同要素產(chǎn)生了與線下面詢相當(dāng)?shù)淖稍冃Ч?。例? 研究者認(rèn)為在視頻咨詢中建立咨詢關(guān)系的關(guān)鍵是“臨場(chǎng)感” (presence) (Norwood et al., 2021; Simpson & Reid, 2014)。臨場(chǎng)感是指即使雙方身處不同的地方, 仍然感覺(jué)像是在同一個(gè)空間或環(huán)境中。許多研究都描述了咨詢師和當(dāng)事人在視頻咨詢中的臨場(chǎng)感, 他們甚至忘記彼此不在同一個(gè)房間里, 完全沉浸于咨詢過(guò)程中, 這種體驗(yàn)使共情得以發(fā)展, 并促進(jìn)咨詢關(guān)系的建立(Simpson & Reid, 2014)。再比如, 視頻咨詢最令人擔(dān)心的一點(diǎn)是某些線索丟失可能會(huì)影響情緒的體驗(yàn)和感知。但Thompson-de Benoit和Kramer (2020)根據(jù)夫妻情緒聚焦療法的臨床經(jīng)驗(yàn)得出, 即使隔著屏幕當(dāng)事人仍然能夠在較深的層面上體驗(yàn)情緒, 這又進(jìn)一步提升了他們的關(guān)系質(zhì)量。此外, 本研究中, 視頻咨詢的基本設(shè)置, 包括共同的預(yù)約過(guò)程、咨詢環(huán)境等, 都與線下面詢完全一致。咨詢背景或設(shè)置是心理咨詢的共同要素之一(江光榮, 2012)。視頻咨詢與線下面詢相近的設(shè)置能夠營(yíng)造一種溫馨、安靜、充滿安全感的氛圍, 是心理咨詢產(chǎn)生效果的重要前提。

本研究從理論上豐富了視頻咨詢的研究視角。第一, 本研究在自然情境下進(jìn)行, 樣本量較大, 具有良好的生態(tài)效度。之前關(guān)于視頻咨詢的效果研究, 絕大多數(shù)是基于控制條件下的認(rèn)知行為治療, 而在我們的研究中, 咨詢師的取向各異, 當(dāng)事人咨詢的主題也多種多樣, 這為視頻咨詢的廣泛有效性提供了更有力的證據(jù)。第二, 本研究采用最新的分析方法, 采用隨機(jī)截距交叉滯后模型區(qū)分組內(nèi)效應(yīng)和組間效應(yīng), 結(jié)果支持了組內(nèi)水平工作同盟與咨詢效果的相互預(yù)測(cè)關(guān)系, 為工作同盟裂痕?修復(fù)過(guò)程是視頻咨詢核心機(jī)制之一提供了新的證據(jù)。第三, 通過(guò)隨機(jī)截距交叉滯后模型的多組比較分析, 發(fā)現(xiàn)視頻咨詢與線下面詢具有同質(zhì)性。以往研究要么只關(guān)注線下面詢或視頻咨詢其一, 要么只對(duì)視頻咨詢的特殊性進(jìn)行理論分析, 但并未給出視頻咨詢與線下面詢異同的證據(jù)。本研究首次對(duì)線下面詢和視頻咨詢進(jìn)行比較分析, 發(fā)現(xiàn)視頻咨詢和線下面詢?cè)谛Ч妥饔脵C(jī)制上有同質(zhì)性。

在實(shí)踐方面, 首先, 本研究通過(guò)基于真實(shí)臨床情境的大樣本數(shù)據(jù), 為視頻咨詢的有效性提供了證據(jù), 提示心理咨詢的實(shí)務(wù)工作者可發(fā)揮視頻咨詢的優(yōu)勢(shì), 克服時(shí)間、空間不便, 從而幫助更多有心理咨詢需求的當(dāng)事人。其次, 就具體的咨詢過(guò)程而言, 在進(jìn)行視頻咨詢時(shí), 咨詢師應(yīng)當(dāng)更加重視工作同盟的建立以及同盟裂痕的修復(fù)。尤其在首次咨詢中, 咨詢師需要與當(dāng)事人就視頻咨詢可能存在的問(wèn)題進(jìn)行探討, 幫助當(dāng)事人更快適應(yīng)視頻咨詢的新形式。最后, 本研究也為如何進(jìn)行最佳的視頻咨詢有所指引。本研究的設(shè)計(jì)表明, 視頻咨詢的設(shè)置非常重要, 與線下面詢相近的設(shè)置更有利于產(chǎn)生與線下面詢相當(dāng)?shù)淖稍冃Ч?。這些為如何進(jìn)行有效的視頻咨詢提供了最佳的循證實(shí)踐證據(jù)(楊文登等, 2017)。

本研究也存在一些局限, 一方面, 僅在一所高校咨詢中心收集數(shù)據(jù), 都是心理困擾相對(duì)較輕的當(dāng)事人, 而且大學(xué)生對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的使用比較熟悉, 這或許是視頻咨詢中線索丟失影響不大的原因之一, 結(jié)論能否直接推廣到癥狀更嚴(yán)重的當(dāng)事人或其他群體上仍需慎重考慮。另一方面, 非隨機(jī)對(duì)照研究的設(shè)計(jì)在一定程度上限制了研究結(jié)果的可靠性, 例如當(dāng)事人本身的偏好、咨詢師經(jīng)驗(yàn)的影響, 這些都是本研究中存在的混淆因素。除此以外, 本研究主要關(guān)注視頻咨詢對(duì)工作同盟、咨詢效果及其關(guān)系的影響, 發(fā)現(xiàn)工作同盟的裂痕?修復(fù)過(guò)程同樣是視頻咨詢產(chǎn)生效果的機(jī)制之一, 但并沒(méi)有進(jìn)一步探究視頻咨詢效果其它作用路徑。未來(lái)需要更多研究關(guān)注視頻咨詢的某些特殊機(jī)制以及線下面詢效果機(jī)制的在視頻咨詢中的特殊表現(xiàn), 例如, 視頻咨詢的工作同盟建立、同盟裂痕?修復(fù)的關(guān)鍵技術(shù)(如“臨場(chǎng)感”)、當(dāng)事人賦權(quán)以及咨詢師和當(dāng)事人雙方對(duì)視頻咨詢的主動(dòng)適應(yīng)策略; 未來(lái)進(jìn)一步的研究還可比較對(duì)心理困擾較重的當(dāng)事人進(jìn)行視頻咨詢是否會(huì)影響咨詢效果等等。

5 結(jié)論

本研究表明：(1)在癥狀相對(duì)較輕的高校大學(xué)生群體中, 視頻咨詢具有良好的咨詢效果, 且與線下面詢的效果相當(dāng); (2)類似地, 視頻咨詢也能夠建立相對(duì)穩(wěn)固的工作同盟, 進(jìn)而影響咨詢效果; (3)視頻咨詢中存在工作同盟裂痕?修復(fù)過(guò)程, 這一過(guò)程是視頻咨詢的核心作用機(jī)制之一?；谧匀磺榫车呐R床實(shí)踐, 本研究為視頻咨詢的有效性提供了新的證據(jù), 提示具有巨大便利性的視頻咨詢, 具有靈活應(yīng)用于多種場(chǎng)景的潛力, 可為心理健康服務(wù)尋求者提供及時(shí)和有效的心理幫助。

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Videoconferencing counseling online will not weaken treatment outcomes: Evidence from comparison with face-to-face counseling in-person

SUN Qiwu1,2, WANG Zhihuan1, REN Zhihong1,2, YU Lixia1,2, WU Caizhi1,3

(1School of Psychology, Central China Normal University;2Key Laboratory of Adolescent Cyberpsychology and Behavior (Central China Normal University), Ministry of Education;3Key Laboratory of Human Development and Mental Health of Hubei Province, Wuhan 430079, China)

The COVID-19 pandemic has led to a shift from in-person face-to-face counseling (F2F) to online videoconferencing counseling (VCP), which poses the question: how does VCP affect treatment outcomes compared to F2F? Existing research has demonstrated the equivalence of VCP and F2F in terms of effectiveness. However, the working alliance, a key common factor in F2F, has been found to be lower in quality in VCP than in F2F in a recent meta-analysis. Moreover, only one study has examined the reciprocal relationship between working alliance and treatment outcomes in VCP at the within-patient level. The present study aims to (a) compare the treatment outcomes between VCP and F2F using longitudinal data from a naturalistic setting; and (b) explore the mutual influence of working alliance and treatment outcomes in VCP and F2F at the within-patient level.

This study was conducted in a counseling center of a university in central China, and participants were arranged to receive VCP or F2F. The final sample consisted of 525 college students, of whom 117 received VCP and 408 received F2F. The only difference between the two conditions was the mode of delivery (VCP vs. F2F). Participants completed the CORE-OM-10 before each session and the Session Alliance Inventory (SAI) after each session. They also completed the PHQ-9, GAD-7, and CORE-OM-34 at pre- and post-treatment. The data from sessions 1 to 6 were analyzed using the Random Intercept Cross-Lagged Panel Model (RI-CLPM). A multi-group RI-CLPM comparison was conducted to examine the alliance-outcome relationship in VCP and F2F at the within-patient level.

The within-patient analysis revealed that SAI was a significant predictor of CORE-OM in the subsequent session, and CORE-OM was a significant predictor of SAI in the same session. The multi-group comparison indicated that the predictive effect of SAI on CORE-OM did not differ significantly between VCP and F2F. However, the working alliance quality in VCP was significantly lower than that in F2F after the first and the fourth sessions, but not after the other sessions. The post-treatment analysis, using Propensity Score Matching with pretest CORE-OM34, PHQ-9 and GAD-7 as predictor variables, showed no significant difference in PHQ-9, GAD-7, and CORE-OM34 between VCP (= 89) and F2F (= 336).

These findings indicate that VCP is as effective as F2F in reducing psychological distress, and that clients can establish a stable working alliance in VCP over time, even if they initially experience difficulties in adapting to the online mode. Moreover, the reciprocal influence of working alliance and treatment outcomes in VCP is similar to that in F2F. This study offers empirical support for the use of VCP, especially in the context of the COVID-19 pandemic.

online videoconferencing counseling (VCP), in-person face-to-face counseling (F2F), working alliance, treatment outcomes, Random Intercept Cross-Lagged Panel Model (RI-CLPM)

2022-11-16

* 國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目資助(編號(hào): 22&ZD187)。

孫啟武和王之煥為共同第一作者。

于麗霞, E-mail: yulixia@mail.ccnu.edu.cn; 吳才智, E-mail: dsxq888@126.com

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