閱讀進(jìn)度反饋信息對工作同盟和咨詢效果的影響*

孫啟武 吳才智 于麗霞 王巍欣 沈國成

閱讀進(jìn)度反饋信息對工作同盟和咨詢效果的影響

孫啟武吳才智于麗霞王巍欣沈國成

(華中師范大學(xué)心理學(xué)院;青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點實驗室;人的發(fā)展與心理健康湖北省重點實驗室;華中師范大學(xué)大學(xué)生心理健康教育中心, 武漢 430079)

進(jìn)度反饋指將對當(dāng)事人的標(biāo)準(zhǔn)化測量結(jié)果和解釋反饋給咨詢師的干預(yù), 其目的在于矯正咨詢師對咨詢效果主觀評估的偏差, 提高咨詢效果?？紤]到咨詢師和當(dāng)事人“面對面”的標(biāo)準(zhǔn)反饋程序不符合我國社會文化習(xí)慣, 采用多層結(jié)構(gòu)方程模型, 分析了自然情境下非“面對面”的進(jìn)度反饋對工作同盟和咨詢效果的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 在組間水平, 反饋組的工作同盟質(zhì)量更好; 在組內(nèi)水平, 工作同盟與癥狀是相互預(yù)測的關(guān)系。在結(jié)案時, 反饋組在抑郁癥狀和咨詢的有幫助性上效果更好。結(jié)論是進(jìn)度反饋對工作同盟和咨詢效果有積極影響。研究從工作同盟和中國人的關(guān)系角度拓展了對進(jìn)度反饋作用機(jī)制的認(rèn)識, 為進(jìn)度反饋的應(yīng)用提供了基于實踐干預(yù)有效的證據(jù)。

進(jìn)度反饋, 工作同盟, 咨詢效果, 多層結(jié)構(gòu)方程模型

1 前言

進(jìn)度反饋(progress feedback)指對咨詢效果(通常是每次咨詢)進(jìn)行連續(xù)、系統(tǒng)、標(biāo)準(zhǔn)化的測量, 然后將測量結(jié)果和解釋提供給咨詢師的過程(Wampold, 2015)。Howard等人(1996)首次進(jìn)行了進(jìn)度反饋的研究, 試圖通過標(biāo)準(zhǔn)化的測量和評估, 讓咨詢師及時了解當(dāng)事人咨詢效果的進(jìn)展情況。在此后的20年, 人們對進(jìn)度反饋干預(yù)的興趣逐漸增加, 但多數(shù)研究主要著力于其干預(yù)效果, 而對進(jìn)度反饋為什么會產(chǎn)生作用, 在什么條件下會產(chǎn)生作用的探討則明顯不夠。鑒于進(jìn)度反饋在咨詢領(lǐng)域可能的廣泛應(yīng)用前景(督導(dǎo)、新手訓(xùn)練、改善咨詢效果、及時發(fā)現(xiàn)惡化和未能取得如期進(jìn)展的當(dāng)事人等), 有必要進(jìn)一步研究進(jìn)度反饋的作用, 作用條件及作用路徑。

1.1 進(jìn)度反饋干預(yù)的效果

在Howard等人(1996)之后, 進(jìn)度反饋研究的進(jìn)展主要體現(xiàn)在以下幾個方面：首先, 研究者成功地簡化了進(jìn)度反饋的測量工具, 因為評估當(dāng)事人改變的傳統(tǒng)方法往往題目較多, 每次咨詢都進(jìn)行測量增加了當(dāng)事人負(fù)擔(dān), 很難讓當(dāng)事人有興趣每次都認(rèn)真作答; 其次, 拓展進(jìn)度反饋干預(yù)的應(yīng)用范圍, 例如從個別咨詢拓展到團(tuán)體咨詢、家庭治療, 從具有心理困擾的當(dāng)事人拓展到具有嚴(yán)重心理障礙的患者等; 第三, 進(jìn)度反饋干預(yù)是發(fā)現(xiàn)未能如期取得進(jìn)展以及惡化的當(dāng)事人的有效手段, 可改善這些當(dāng)事人的咨詢效果; 第四, 持續(xù)的、具體的進(jìn)度反饋對提高咨詢效果具有小到中等的效用量(Boswell et al., 2015)。

最近的一項對使用效果管理助手系統(tǒng)(PCOMS)進(jìn)行反饋干預(yù)的元分析表明, 進(jìn)度反饋對不那么嚴(yán)重的當(dāng)事人有小到中等的效用量, 而對精神障礙患者沒有效果(?sterg?rd et al., 2020); 另外一項元分析也發(fā)現(xiàn), 若衡量效果時采用非PCOMS的其他測量工具, PCOMS的反饋干預(yù)沒有效果(Pejtersen et al., 2020)。有研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)度反饋對較為嚴(yán)重的當(dāng)事人有消極作用(Errázuriz & Zilcha-Mano, 2018)。她們的解釋是, 一直反饋消極的信息會打擊咨詢師和當(dāng)事人的信心, 從而帶來消極的結(jié)果。確實, 支持進(jìn)度反饋積極作用的研究, 多數(shù)都是在相對不那么嚴(yán)重的群體中進(jìn)行的(例如, 大學(xué)生咨詢中心) (?sterg?rd et al., 2020)。此外, 進(jìn)度反饋實施的具體條件也影響了進(jìn)度反饋的效用, 其中包括是否能遵守進(jìn)度反饋的程序、反饋的內(nèi)容和要素, 對未能如期進(jìn)展的當(dāng)事人, 向咨詢師提供了何種幫助以及某些文化情境因素的影響等(Lambert & Harmon, 2018)。

1.2 進(jìn)度反饋干預(yù)作用的認(rèn)知過程

研究者從認(rèn)知過程角度提出了進(jìn)度反饋的作用機(jī)制：首先, 反饋干預(yù)信息若與咨詢師的自我評價不一致, 會引起咨詢師的認(rèn)知失調(diào), 從而促進(jìn)咨詢師努力縮小二者的不一致(Riemer & Bickman, 2011)。其次, 咨詢師和普通人一樣容易犯“基本歸因錯誤”, 即當(dāng)咨詢?nèi)缙谌〉眠M(jìn)展時, 歸因為自身能力; 而當(dāng)咨詢未能如期取得進(jìn)展時, 歸因為外部因素(例如, 當(dāng)事人較為“嚴(yán)重”)。咨詢師還傾向于高估咨詢效果。反饋干預(yù)信息可以糾正咨詢師的這些盲區(qū), 從而提高咨詢功效(Macdonald & Mellor- Clark, 2015)。因此, 咨詢師對進(jìn)度反饋的態(tài)度是影響其效果的重要因素(de Jong et al., 2012)。這是因為只有咨詢師對進(jìn)度反饋持積極態(tài)度, 他們才會重視進(jìn)度反饋信息, 從而有可能克服咨詢師對咨詢進(jìn)程自我評價的偏差。

1.3 工作同盟理論的視角

工作同盟指當(dāng)事人和咨詢師建立的一種合作性關(guān)系, 咨詢師和當(dāng)事人形成某種結(jié)盟關(guān)系, 以共同面對當(dāng)事人遇到的困難(癥狀)、理解當(dāng)事人內(nèi)在經(jīng)驗(人格結(jié)構(gòu)及人格動力)以及改變當(dāng)事人某些病理性質(zhì)的心理結(jié)構(gòu)或行為。工作同盟的成分包括咨詢“目標(biāo)?任務(wù)”的一致性和在此過程中形成的當(dāng)事人和咨詢師的情感聯(lián)結(jié)(Bordin, 1994)。工作同盟是過程?效果研究的核心概念之一, 元分析表明工作同盟與咨詢效果之間呈穩(wěn)定的正向關(guān)系(Flückiger et al., 2018)。在此基礎(chǔ)上, 就工作同盟和治療效果的關(guān)系, 研究者試圖回答以下兩個重要問題：一是工作同盟與治療效果的因果關(guān)系問題, 二是在工作同盟與治療效果關(guān)系中有哪些重要的調(diào)節(jié)變量。

對前者而言, 一些研究者認(rèn)為工作同盟是治療效果的一部分, 是有效治療的副產(chǎn)品(Barber, 2009; DeRubeis et al., 2005)。通過重復(fù)測量(通常是每次會談)癥狀和工作同盟, 從而建立工作同盟變化和癥狀變化的時序關(guān)系。越來越多的證據(jù)表明好的工作同盟是癥狀變化的預(yù)測因子而不是癥狀緩解的副產(chǎn)品(Zilcha-Mano, 2017)。對后者而言, 研究者發(fā)現(xiàn)病人癥狀的嚴(yán)重程度(Errázuriz & Zilcha-Mano, 2018; Zilcha-Mano & Errázuriz, 2015)、病人治療前建立關(guān)系的特點(Zack et al., 2015)以及病人?治療師比率(Del Re et al., 2012)等都是重要的調(diào)節(jié)變量。

過去的進(jìn)度反饋往往會把工作同盟看作效果變量, 隨著癥狀的評估結(jié)果一同反饋給咨詢師。最近, 研究者開始探索進(jìn)度反饋在工作同盟與治療效果關(guān)系中的作用。進(jìn)度反饋信息可以幫助咨詢師調(diào)整他們的臨床工作, 發(fā)現(xiàn)當(dāng)事人和咨詢師之間目標(biāo)?任務(wù)的不一致之處, 促進(jìn)合作性的工作關(guān)系(Moltu et al., 2018)。從這個意義上說, 進(jìn)度反饋可以提高工作同盟質(zhì)量, 修復(fù)工作同盟裂痕, 進(jìn)而影響工作同盟與治療效果的關(guān)系(Eubanks et al., 2019; Miller et al., 2005)。最近有兩項研究試圖檢驗進(jìn)度反饋在工作同盟與治療效果關(guān)系中的作用(Brattland et al., 2019; Sun et al., 2020)。Brattland等人在治療中期測量了工作同盟, 發(fā)現(xiàn)工作同盟是進(jìn)度反饋發(fā)生作用的中介因素。但是她們沒有收集每次會談的數(shù)據(jù), 因此, 無法確定在測量工作同盟時癥狀是否也已經(jīng)發(fā)生了變化。Sun的研究試圖克服Brattland研究的不足, 采用每次會談的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢測, 但由于樣本量較小, 沒有發(fā)現(xiàn)反饋組與對照組工作同盟和治療效果關(guān)系的差異。

1.4 中國人的關(guān)系視角

有證據(jù)表明中國人處理人際關(guān)系的方式(關(guān)系圖式)對工作同盟和進(jìn)度反饋都有影響。受傳統(tǒng)儒家思想影響, 中國人在家庭生活中傾向于孝順父母、尊敬長輩、為維護(hù)家庭和睦而抑制自我需求。這種圖式遷移至社會生活中, 即表現(xiàn)為尊敬權(quán)威(上級), 維護(hù)同事間的和睦關(guān)系以及重視臉面(Chen & Chen, 2004)。在這樣的情形下, 中國人傾向于采用間接溝通的方式表達(dá)不同意見。在咨詢情境中, 咨詢師代表著權(quán)威; 在學(xué)校情境中, 當(dāng)事人往往以老師稱呼咨詢師, 而社會規(guī)范是期待學(xué)生表現(xiàn)出對權(quán)威和老師的尊敬(Hwang, 2000)。因此, 在咨詢情境中, 中國的咨詢師需更加努力去發(fā)現(xiàn)當(dāng)事人為表示尊敬而未表達(dá)的需求、愿望和不同的意見(Kuo et al., 2011)。

將咨詢師視為具有更多知識和經(jīng)驗的權(quán)威的傾向, 也讓我國當(dāng)事人對咨詢的期望表現(xiàn)出不同于歐美當(dāng)事人的特點。例如, 在中國當(dāng)事人的眼里, 他們所期待的工作同盟的任務(wù)之一就是聽從咨詢師對他們所遇困擾的教導(dǎo)(朱旭, 江光榮, 2011a)。中國的咨詢師會認(rèn)為指導(dǎo)對當(dāng)事人有益; 并且如果當(dāng)事人接受這些指導(dǎo), 會通過增強(qiáng)工作同盟而影響咨詢效果(Duan et al., 2015)。但是如此一來, 卻會影響當(dāng)事人在咨詢過程的投入度和他們自身所應(yīng)承擔(dān)的責(zé)任(朱旭, 江光榮, 2011a)。目前, 我國的心理咨詢實務(wù)建立在西方心理咨詢與治療理論的基礎(chǔ)之上, 而好的當(dāng)事人能夠善于表達(dá)、積極主動、對不同想法持開放態(tài)度等等特點, 體現(xiàn)了西方心理咨詢與治療對好的當(dāng)事人的期待。咨詢師和當(dāng)事人對咨詢是如何進(jìn)行的有不一致的預(yù)設(shè), 這是先于咨詢過程而存在的文化烙印, 并可能會帶來工作同盟裂痕(Sun et al., 2020)。

在我國開展的首項進(jìn)度反饋效果研究發(fā)現(xiàn), 中國咨詢師不愿意按照西方進(jìn)度反饋的標(biāo)準(zhǔn)程序, 在咨詢中與當(dāng)事人“面對面”進(jìn)行進(jìn)度反饋的測量和討論, 他們更傾向于由研究助理實施進(jìn)度反饋測量并告知他們結(jié)果(She et al., 2018)。修正后的進(jìn)度反饋可以作為當(dāng)事人與咨詢師不一致(工作同盟裂痕)的矯正工具, 但不必面對面進(jìn)行, 從而維護(hù)了雙方的面子(尊嚴(yán)), 維持了一種可以工作的和睦關(guān)系。咨詢師傾向于向他們的督導(dǎo)師報告反饋信息, 尋求指導(dǎo)和幫助, 而不是和當(dāng)事人討論如何解決他們遇到的不同或沖突。這是一種間接的溝通方式。在此情形下, 一個合理的推想就是進(jìn)度反饋會改善中國當(dāng)事人與咨詢師的工作同盟關(guān)系, 進(jìn)而影響咨詢效果。

1.5 研究假設(shè)

基于以上討論, 本研究試圖進(jìn)一步檢驗進(jìn)度反饋的作用, 作用條件和作用路徑。具體而言, 試圖回答以下三個問題：(1)在我國高校咨詢中心日常例行工作中使用進(jìn)度反饋的效果如何？本研究假設(shè)在高校咨詢中心日常例行工作中使用進(jìn)度反饋具有積極的效用。(2)咨詢師使用進(jìn)度反饋信息的行為和態(tài)度如何影響進(jìn)度反饋的效果？本研究假設(shè)是咨詢師閱讀進(jìn)度反饋信息和咨詢師對進(jìn)度反饋的積極態(tài)度對進(jìn)度反饋的干預(yù)效果都具有積極效用。(3)進(jìn)度反饋的作用路徑是什么？本研究假設(shè)進(jìn)度反饋會改善中國當(dāng)事人與咨詢師的工作同盟關(guān)系, 進(jìn)而影響咨詢效果。

2 方法

2.1 研究程序

本項目在華中師范大學(xué)大學(xué)生心理健康教育中心(以下簡稱為“咨詢中心”)收集數(shù)據(jù)。項目由學(xué)校倫理委員會批準(zhǔn)進(jìn)行。數(shù)據(jù)收集時間是2018年9月到2019年1月。為服務(wù)更多有心理咨詢需求的當(dāng)事人, 咨詢中心規(guī)定每位當(dāng)事人每學(xué)期最多進(jìn)行6次心理咨詢。對那些經(jīng)由咨詢師申請, 認(rèn)為需要更多會談次數(shù)的當(dāng)事人, 咨詢中心則會增加他們的會談次數(shù)。當(dāng)事人與咨詢師每周見面會談一次, 每次50分鐘, 不收費。

咨詢中心采取預(yù)約制。當(dāng)事人首先在咨詢中心填寫預(yù)約登記表。除一些基本信息外, 預(yù)約登記表還包括患者健康問卷(PHQ-9) (Kroenke et al., 2001; 卞崔冬等, 2009)和廣泛性焦慮障礙問卷GAD-7 (Spitzer et al., 2006; 何筱衍等, 2010)以及參與本項目的知情同意。完成預(yù)約登記后, 咨詢中心會在二周內(nèi)由外聘?？漆t(yī)院精神科醫(yī)生對學(xué)生進(jìn)行分診評估, 并根據(jù)評估結(jié)果給出就診建議或安排咨詢。當(dāng)事人在每次會談前完成常規(guī)臨床咨詢效果評估(CORE-OM) (Evans et al., 2002), 在每次會談結(jié)束后完成工作同盟問卷(WAQ) (朱旭, 江光榮, 2011b)。在全部咨詢結(jié)束后, 當(dāng)事人完成PHQ-9、GAD-7和CORE-OM及咨詢結(jié)束時的事后調(diào)查。

在研究開始之前, 咨詢中心對咨詢師進(jìn)行了1個小時的培訓(xùn), 內(nèi)容包括進(jìn)度反饋的作用、進(jìn)度反饋中使用的測量工具以及如何理解進(jìn)度反饋信息等。在本研究的預(yù)調(diào)查中, 約80%的咨詢師表示進(jìn)度反饋會帶來較大壓力。為避免給咨詢師帶來過大壓力, 咨詢中心鼓勵咨詢師積極使用但并不要求咨詢師必須使用進(jìn)度反饋信息。研究助理會在咨詢會談當(dāng)日將評估結(jié)果通過郵件發(fā)送給咨詢師, 內(nèi)容包括CORE-OM和WAQ的評估得分、分?jǐn)?shù)解釋、CORE-OM的分?jǐn)?shù)變化、該變化是否為可靠性改變(reliable change index)以及分?jǐn)?shù)變化的曲線圖。數(shù)據(jù)收集結(jié)束后, 中心再對咨詢師進(jìn)行有關(guān)進(jìn)度反饋的事后調(diào)查。

當(dāng)事人的入組標(biāo)準(zhǔn)有：(1)經(jīng)過分診適合進(jìn)行心理咨詢的當(dāng)事人, 不包括需要藥物治療和住院治療的當(dāng)事人; (2)二次及以上會談次數(shù)的當(dāng)事人, 不包括僅會談一次的當(dāng)事人; 以及(3)在同一位咨詢師處咨詢的當(dāng)事人, 不包括先后在不同咨詢師處咨詢的當(dāng)事人。共有524名當(dāng)事人預(yù)約了心理咨詢, 其中61人未安排咨詢師(例如, 建議就醫(yī)、時間不合等), 18人拒絕參與本研究, 91人為一次性會談。二次及以上會談當(dāng)事人中, 有4人先后在二位咨詢師處咨詢。根據(jù)事后調(diào)查確定咨詢師是否閱讀進(jìn)度反饋信息, 再來確定閱讀進(jìn)度反饋信息組和對照組(圖1)。

2.2 研究參與者

咨詢師 共48位咨詢師參與了本研究, 其中男性11人, 女性37人, 14位是臨床與咨詢方向的碩士實習(xí)生, 8位為咨詢中心的專職教師, 26位為中心聘任的兼職咨詢師。咨詢師的年齡在24歲到54歲之間(34.00;6.70), 臨床經(jīng)驗在0.50年到20年之間(5.50;3.50)。采用5點賴克特量表(1 = 一點也不; 5 = 完全), 咨詢師在四種咨詢理論取向上進(jìn)行自評。結(jié)果表明：人本、存在主義取向3.00,0.50, 認(rèn)知行為取向2.25,0.40; 精神分析取向3.23,0.86和整合取向3.72,0.53。

當(dāng)事人 最終納入分析的當(dāng)事人共350人(見圖1)。其中, 女性255人(72.90%), 男性95人。當(dāng)事人年齡在18歲到33歲之間(21.82;2.53)。當(dāng)事人的求助問題包括學(xué)業(yè)問題、人際問題、情緒問題和家庭問題等。其中, 有11.60%的當(dāng)事人報告有精神科就診或治療經(jīng)歷。

圖1 研究參與者入組和分析數(shù)據(jù)流程圖

2.3 測量工具

常規(guī)臨床咨詢效果評估表(CORE-OM) CORE-OM共34題, 包括康樂、癥狀、社會功能和風(fēng)險四個因子。當(dāng)事人需根據(jù)過去一周內(nèi)的整體情況在0~4賴克特量表上評分(0 = 完全沒有, 1 = 偶爾有, 2 = 有時有, 3 = 經(jīng)常有, 4 = 總是有)。CORE-OM有不同的版本。本研究首次會談前采用34題長版, 以后的會談采用用于進(jìn)度反饋評估的10題短版。本研究采用張亞等翻譯的中文版(Zhang et al., 2020)。在本研究樣本中, 首次會談前測量的CORE-OM與PHQ-9的相關(guān)系數(shù)(= 0.65,< 0.001)以及與GAD-7的相關(guān)系數(shù)為(= 0.59,< 0.001)支持CORE-OM的同時效度。在本研究樣本中, 首次會談前測量的CORE-OM的內(nèi)部一致性信度為0.93。本研究使用CORE-OM的總分進(jìn)行分析。

工作同盟問卷(WAQ) WAQ包括投入、目標(biāo)任務(wù)一致和情感聯(lián)結(jié)三個因子, 共12題。WAQ是朱旭和江光榮(2011b)在對中國當(dāng)事人的質(zhì)性研究的基礎(chǔ)上發(fā)展出的工作同盟問卷。當(dāng)事人在1~5分(1 = 很少, 2 = 有時, 3 = 經(jīng)常, 4 = 大部分時候, 5 = 總是)的賴克特量表上根據(jù)會談情況進(jìn)行評分。在本研究樣本中, 第一次會談后測量的WAQ的內(nèi)部一致性信度為0.87。本研究使用WAQ的總分進(jìn)行分析。

患者健康問卷(PHQ-9) PHQ-9共9題。當(dāng)事人在0~3分(0 = 沒有, 1 = 有幾天, 2 = 一半以上時間, 3 = 幾乎每天)的賴克特量表上評估過去二周的相關(guān)抑郁癥狀。在本研究樣本中, PHQ-9的內(nèi)部一致性信度為0.88。本研究使用PHQ-9的總分進(jìn)行分析。

廣泛性焦慮障礙問卷(GAD-7) GAD-7共7題。當(dāng)事人在0~3分(0 = 沒有, 1 = 有幾天, 2 = 一半以上時間, 3 = 幾乎每天)的賴克特量表上評估過去二周的相關(guān)焦慮癥狀。在本研究樣本中, GAD-7的內(nèi)部一致性信度為0.92。本研究使用GAD-7的總分進(jìn)行分析。

事后調(diào)查 對咨詢師的事后調(diào)查用“您通常什么時候閱讀進(jìn)度反饋信息?”以區(qū)分閱讀反饋信息組和對照組, 選項包括“A通常沒有時間看”、“B咨詢結(jié)束當(dāng)天找時間看”、“C每次咨詢開始之前看”、“D沒有收到反饋信息”, 其中選擇A項和D項的咨詢師為對照組。事后調(diào)查用“您認(rèn)為反饋信息有多大用處” (0 = 完全沒有用處, 9 = 十分有用)以測量咨詢師對進(jìn)度反饋信息有用性的態(tài)度(5.19,1.70)。對當(dāng)事人的事后調(diào)查包括“您認(rèn)為心理咨詢有多大幫助” (1 = 完全沒有幫助, 5 = 非常有幫助) (= 285,3.54,1.40); “您在多大程度上達(dá)成了咨詢目標(biāo)” (0 = 完全沒有達(dá)到咨詢目標(biāo), 10 = 完全達(dá)到了咨詢目標(biāo)) (= 285,7.55,1.90); “您對本次咨詢的滿意度” (1 = 完全不滿意, 5 = 完全滿意) (= 285,4.49,0.74)。

2.4 分析策略

2.4.1 模型選擇

本研究采用多層線性模型進(jìn)行數(shù)據(jù)分析, 以分解組內(nèi)效用和組間效用。這是因為多層線性模型能更好處理不同的當(dāng)事人、不同重復(fù)測量次數(shù)這樣的非平衡設(shè)計數(shù)據(jù)。組內(nèi)效用是某當(dāng)事人每次咨詢前所測量的癥狀和咨詢后所測量的工作同盟的變化, 而組間效用是不同當(dāng)事人之間癥狀和工作同盟的差異。咨詢師是否閱讀進(jìn)度反饋信息是組間變量。

多層線性模型可采用多種方法獲得組內(nèi)效用和組間效用。常見的方法是組內(nèi)去中心化, 即減去組內(nèi)平均值以消除組間斜率的影響, 比如:

可使用貝葉斯方法獲得組內(nèi)效用和組間效用的標(biāo)準(zhǔn)化解和置信區(qū)間。貝葉斯方法采用馬爾科夫蒙泰卡羅鏈(Markov chain Monte Carlo, MCMC)進(jìn)行估算。貝葉斯方法采用潛在量尺簡化指標(biāo)(potential scale reduction,)評估模型收斂程度。PSR是所有馬爾科夫蒙泰卡羅鏈總方差與某個馬爾科夫蒙泰卡羅鏈合并方差的比值。例如, 當(dāng)PSR < 1.05時, 則終止迭代計算, 因為繼續(xù)進(jìn)行迭代計算的話, 會得到等價的模型參數(shù)估計結(jié)果。貝葉斯方法使用指標(biāo)DIC (deviance information criterion)進(jìn)行模型比較。DIC是一個類似AIC (Akaike’s Information criterion)和BIC (Bayesian Information criterion)的指標(biāo), DIC越小意味著模型更好。在貝葉斯估計中, 采用后驗預(yù)測p值(Posterior Predictive P-Value,)表示模型的擬合度, 它指兩個馬爾科夫蒙泰卡羅鏈的相似度, p值不顯著表示模型?數(shù)據(jù)擬合度可接受。如果多層模型中有組間斜率, 在Mplus (Muthén & Muthén, 2017)中則不再報告PPP, 僅報告DIC和pD (estimated number of parameters, 參數(shù)的估計量)作為數(shù)據(jù)?模型擬合的信息指標(biāo)(Zyphur & Oswald, 2013)。

在以上模型的基礎(chǔ)之上, 建立閱讀進(jìn)度反饋信息對工作同盟和咨詢效果影響的多層線性模型(圖2), 來考察咨詢師閱讀進(jìn)度反饋信息的影響。

圖2 閱讀進(jìn)度反饋信息對工作同盟和咨詢效果影響的多層線性模型

注：s1和s2是WAI和CORE的自回歸斜率, Sxy是WAI預(yù)測CORE斜率, Syx是CORE預(yù)測WAI斜率。

2.4.2 缺失值檢驗

用多層線性模型分析重復(fù)測量非平衡設(shè)計的數(shù)據(jù), 其假設(shè)是缺失值是隨機(jī)缺失(Missing at Random, MAR)。本研究在自然情境下進(jìn)行, 我們無法確認(rèn)當(dāng)事人是因為已經(jīng)達(dá)成了咨詢目的, 不再需要咨詢了還是因為某種原因造成了“脫落”, 從而帶來了缺失值?？梢圆捎梅请S機(jī)缺失模型(Missing Not at Random, MNAR)檢驗缺失數(shù)據(jù)對結(jié)果的影響, 從而間接檢驗數(shù)據(jù)隨機(jī)缺失假設(shè)。有兩類常用的非隨機(jī)缺失檢驗?zāi)Ｐ停耗Ｊ交旌夏Ｐ?pattern mixture models) (Little, 1993)和選擇模型(selection models) (Wu & Carroll, 1988)?；诒狙芯康哪康? 我們關(guān)心的是咨詢師閱讀進(jìn)度反饋信息對工作同盟和癥狀的影響, 因此, 我們以模式混合模型(Little, 1993)進(jìn)行缺失值檢驗。其基本做法是首先分別將工作同盟和癥狀缺失值模式編碼為虛擬變量, 然后將此虛擬變量作為協(xié)變量納入多層線性模型, 檢驗它們對組間潛變量工作同盟和癥狀的影響。

2.4.3 統(tǒng)計功效檢驗

采用蒙泰卡洛模擬方法計算統(tǒng)計功效, 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。根據(jù)本研究樣本的情形, 設(shè)定會談次數(shù)2~6次的觀察數(shù)分別為50、60、70、80和100, 以2次及以上會談次數(shù)數(shù)據(jù)實際估算結(jié)果設(shè)定模型參數(shù), 重復(fù)100次。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)模擬計算得出“估計值”, 因此, 可以計算出每一個參數(shù)“真值”和“估計值”的相對偏差以及統(tǒng)計功效。結(jié)果顯示, 在組間水平, 當(dāng)閱讀進(jìn)度反饋信息對工作同盟具有中等效用時(標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.38), 統(tǒng)計功效為 98%, 與系數(shù)真值的相對偏差為0.80%。

以上模型均采用Mplus 8.1 (Muthén & Muthén, 2017)進(jìn)行分析, 其它統(tǒng)計采用Stata 15 (StataCorp, 2017)進(jìn)行分析。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計和預(yù)分析

工作同盟和癥狀的描述性統(tǒng)計見表1。CORE- OM的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)(ICC, intraclass correlation)是0.64, 這表示癥狀64%的方差是組間差異, 36%的方差是組內(nèi)差異。WAQ的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)是0.69, 這表示工作同盟69%的方差是組間差異, 31%的方差是組內(nèi)差異。

3.2 咨詢師閱讀進(jìn)度反饋信息對工作同盟、咨詢效果及其關(guān)系的影響

建立了如圖2的多層線性模型。模型1包括組內(nèi)水平癥狀和工作同盟的自回歸效用(S1和S2) (DIC = 11194.02, pD = 2252.18)。在模型1的基礎(chǔ)上, 模型2加入了反饋對斜率的影響(DIC = 11173.29, pD = 2211.49)。結(jié)果表明(表2, 閱讀進(jìn)度反饋信息影響模型), 在組間水平, 咨詢師閱讀進(jìn)度反饋信息提高了工作同盟質(zhì)量, 具有中等的效應(yīng)量; 在組內(nèi)水平, 工作同盟的變化和癥狀的改變是相互影響的關(guān)系, 具有小的效應(yīng)量。在組間水平, 咨詢師閱讀進(jìn)度反饋信息對工作同盟、癥狀自回歸的斜率, 癥狀預(yù)測工作同盟以及工作同盟預(yù)測下一次會談前的癥狀斜率均無顯著效用, 表明工作同盟不能顯著預(yù)測癥狀水平。

表1 閱讀進(jìn)度反饋信息組與對照組的描述性統(tǒng)計

表2 多層線性模型貝葉斯分析的標(biāo)準(zhǔn)化解和置信區(qū)間

3.3 咨詢師對進(jìn)度反饋的態(tài)度對工作同盟、咨詢效果及其關(guān)系的影響

將模型2中的閱讀進(jìn)度反饋信息換為進(jìn)度反饋的有用性(DIC = 11196.32, pD = 2238.96)。結(jié)果表明, 在組間水平, 咨詢師對進(jìn)度反饋的有用性評分對工作同盟, 癥狀水平, 工作同盟、癥狀自回歸的斜率, 癥狀預(yù)測工作同盟以及工作同盟預(yù)測下一次會談前的癥狀斜率均無顯著效用。

3.4 敏感性分析

時間序列數(shù)據(jù)的“趨勢”在模型2的基礎(chǔ)上, 進(jìn)行以下分析。將會談次數(shù)納入模型, 以控制會談次數(shù)的影響。將會談次數(shù)作為組間協(xié)變量納入模型, 使會談次數(shù)與癥狀相關(guān), 分析結(jié)果表明(DIC = 18370.79, pD = 2469.45), 會談次數(shù)與癥狀具有顯著相關(guān)(= 0.33, 后驗= 0.116, 單尾= 0.003, 95% CI [0.11, 0.56])。在組間水平, 閱讀進(jìn)度反饋信息對工作同盟水平影響系數(shù)略有提高(b = 0.41, 后驗= 0.183, 單尾= 0.003, 95% CI [0.12, 0.85])。

若使會談次數(shù)與工作同盟相關(guān), 結(jié)果顯示(DIC = 18354.41, pD = 2470.77), 會談次數(shù)與工作同盟無顯著相關(guān)(= 0.27, 后驗= 0.28, 單尾= 0.130, 95% CI [?0.47, 0.79])。在組間水平, 閱讀進(jìn)度反饋信息工作同盟水平的影響系數(shù)略有提高(= 0.46, 后驗= 0.20, 單尾= 0.003, 95% CI [0.05, 0.29])。

因為控制了時不變變量(time-invariant) (混淆變量)的影響, 消除時間序列數(shù)據(jù)隨著時間變化的趨勢(例如增長趨勢)可得到更可靠的結(jié)果。但弊端是, 如果二個變量間有隨著時間的共變效用(例如, 組內(nèi)水平工作同盟變化和癥狀變化的相互預(yù)測作用), 則去除數(shù)據(jù)“趨勢”會把這種共變效用去除(Falkenstr?m et al., 2017)。允許S1和S2相關(guān)表示癥狀的自回歸效用斜率和工作同盟的自回歸效用斜率相關(guān)以表示二者的共變效用, 結(jié)果表明(DIC = 11132.76, pD2335.32) S1與S2無顯著相關(guān)(= ?0.27, 后驗= 0.32, 單尾= 0.198, 95% CI [?0.87, 0.31])?？刂拼诵в煤? 在組間水平, 閱讀進(jìn)度反饋信息對工作同盟水平影響系數(shù)略有降低(= 0.35, 后驗= 0.15, 單尾= 0.005, 95% CI [0.08, 0.72])。以上模型中, 組內(nèi)效用與組間效用的結(jié)果與表2類似, 組內(nèi)水平工作同盟變化和癥狀變化仍有相互預(yù)測作用。

缺失值檢驗 如果用所有數(shù)據(jù)(2~17次會談)進(jìn)行缺失值檢驗, 則對缺失值模式進(jìn)行編碼時會最多產(chǎn)生2?1個虛擬變量, 例如17個時間點會有2?1個虛擬變量, 從而使模型無法擬合。根據(jù)本研究的實際情形, 門診咨詢有最多6次咨詢的限制, 所以選擇會談次數(shù)在2~6次之間的數(shù)據(jù)進(jìn)行缺失值效用的檢驗。其中, 工作同盟有5種缺失值模式, 癥狀有6種缺失值模式, 這樣工作同盟缺失值模式有4個虛擬變量, 癥狀缺失值模式有5個虛擬變量。結(jié)果表明(DIC = ?43388.34, pD = 13594.67), 癥狀缺失值模式對組間水平的癥狀無影響, 工作同盟的缺失值模式對組間水平的工作同盟無影響, 表明對本研究數(shù)據(jù)而言, 非隨機(jī)缺失無顯著的效用。本模型其它主要結(jié)果見表2 (缺失值檢驗?zāi)Ｐ?。

3.5 事后分析

閱讀進(jìn)度反饋信息組與對照組的初始癥狀水平和工作同盟水平 因為咨詢師是否閱讀進(jìn)度反饋信息是基于事后調(diào)查而非按照隨機(jī)對照方法事先安排, 所以有必要檢驗二組工作同盟質(zhì)量和癥狀初始水平。結(jié)果表明二者的癥狀水平(CORE-OM所測得)沒有差異(= 0.72,= 0.73, 95% CI [?0.73, 2.17],= 0.98,= 348), 工作同盟質(zhì)量沒有差異(= ?1.07,= 0.99, 95% CI [?3.04, 0.89],= ?1.08,= 348)。其中, 257名當(dāng)事人在預(yù)約咨詢時完成了PHQ-9和GAD-7。結(jié)果表明閱讀進(jìn)度反饋信息組(= 190)與對照組(= 67)的初始抑郁癥狀水平?jīng)]有顯著差異(= 0.94,= 0.94, 95% CI [?0.94, 2.82],= 0.99,= 255), 初始焦慮癥狀水平?jīng)]有顯著差異(= 0.24,= 0.83, 95% CI [?1.41, 1.89],= 0.29,= 255)。

閱讀進(jìn)度反饋信息組與對照組的會談次數(shù) 閱讀進(jìn)度反饋信息組提高了組間的工作同盟質(zhì)量, 而工作同盟又與癥狀緩解具有正向關(guān)系。因此, 可以假設(shè)閱讀進(jìn)度反饋信息組可以更快達(dá)到咨詢目標(biāo), 表現(xiàn)為平均會談次數(shù)較少。結(jié)果表明閱讀反饋組共1084個會談單元(= 3.58,= 0.07,= 2.45), 對照組共408個會談單元(= 4.43,= 0.18,= 3.54), 二者間具有顯著差異(= 0.86,= 0.19, 95% CI [0.49, 1.23],= 4.53,= 1490)。

閱讀進(jìn)度反饋信息組與對照組的實習(xí)咨詢師和專、兼職咨詢師 如果反饋組有更多有經(jīng)驗的咨詢師, 他們的心理咨詢效能更好或他們更會利用進(jìn)度反饋信息, 那么, 咨詢師的經(jīng)驗就是閱讀進(jìn)度反饋信息效用的混淆變量。因此, 有必要檢驗反饋組和對照組當(dāng)事人在實習(xí)咨詢師和專、兼職咨詢師上的分布情況。對照組的87名當(dāng)事人, 有3名在實習(xí)咨詢師處咨詢, 84位在專、兼職咨詢師處咨詢(96.50%), 對照組幾乎都是專、兼職咨詢師的當(dāng)事人; 閱讀反饋信息組的263名當(dāng)事人, 有98位在實習(xí)咨詢師處咨詢, 165位在在專、兼職咨詢師處咨詢(62.70%)。該結(jié)果表明在專、兼職咨詢師那里的對照組當(dāng)事人比實習(xí)咨詢師那里的對照組當(dāng)事人更多(χ= 36.41,= 1,<0.001)。

閱讀進(jìn)度反饋信息組的實習(xí)咨詢師和專、兼職咨詢師 為進(jìn)一步檢驗咨詢師經(jīng)驗的影響, 類似地采用圖2模型, 但將“閱讀反饋信息”與否改為咨詢師類別, 對閱讀進(jìn)度反饋信息組數(shù)據(jù)做進(jìn)一步分析。結(jié)果表明(DIC = 8126.68, pD = 1623.39), 在組間水平, 實習(xí)咨詢師和專、兼職咨詢師在工作同盟水平(b = 0.21, 后驗= 0.26, 單尾= 0.165, 95% CI [?0.39, 0.75])和當(dāng)事人癥狀上(= 0.16, 后驗= 0.26, 單尾= 0.155, 95% CI [ ?0.47, 0.45]), 無顯著差異。

結(jié)案時的反饋組與對照組 采用傾向性評分匹配方法(預(yù)測變量前測CORE-OM34, PHQ-9和GAD-7), 計算閱讀進(jìn)度反饋信息對咨詢效果的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 閱讀反饋信息組(= 170)比對照組 (= 57)在PHQ-9上得分更低(= ?2.29,= 1.05,= ?2.18,= 0.029, 95% CI [?4.36, ?0.23]), 但在GAD-7和CORE-OM34上的效用則不顯著。在咨詢有多大程度幫助的評分上, 閱讀進(jìn)度反饋信息組認(rèn)為更有用(= ?0.52,= 0.22, 95% CI [?0.97, ?0.08],= ?2.36,= 225), 但在咨詢目標(biāo)達(dá)成程度和滿意度上, 二組無顯著差異。

4 討論

本研究結(jié)合我國高校心理咨詢中心的實際情況和咨詢師對實施日常進(jìn)度反饋的態(tài)度, 采用了符合我國社會文化規(guī)范的日常進(jìn)度反饋程序。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 與對照組相比, 咨詢師閱讀反饋信息對提高工作同盟質(zhì)量具有中等的效應(yīng)量; 在組內(nèi)水平, 工作同盟變化與癥狀變化具有相互預(yù)測關(guān)系, 具有小的效應(yīng)量。

咨詢師閱讀的進(jìn)度反饋信息包括每次癥狀評估和工作同盟的分?jǐn)?shù)、癥狀評估和工作同盟分?jǐn)?shù)隨著咨詢次數(shù)變化的曲線圖、癥狀分?jǐn)?shù)的解釋及可靠性改變的指標(biāo)。這些進(jìn)度反饋的要素與國外的進(jìn)度反饋是一致的(Lambert & Harmon, 2018), 不同的是實施進(jìn)度反饋的程序。如果反饋程序不符合咨詢師的需求, 那么, 這樣的實施程序會給咨訪雙方帶來較大的壓力, 增加了咨詢師的工作負(fù)荷, 觸發(fā)咨詢師抵觸情緒, 難以達(dá)到進(jìn)度反饋促進(jìn)合作性關(guān)系的目標(biāo)(Moltu et al., 2018; Oanes et al., 2015)。通過事先調(diào)查, 根據(jù)我國社會文化規(guī)范調(diào)整的進(jìn)度反饋程序, 為咨訪雙方思考、解決咨詢中的不一致留下“余地”和“緩沖空間”, 使得進(jìn)度反饋更容易為咨詢師和當(dāng)事人接受, 并產(chǎn)生積極效用。

當(dāng)前關(guān)于進(jìn)度反饋的研究設(shè)計更多基于西方的咨詢制度。比如研究者認(rèn)為僅僅提供進(jìn)度反饋信息難以改善咨詢效果, 而需要在進(jìn)度反饋信息中提供更加具體的反饋信息, 加入幫助咨詢師解決問題的工具箱等(Lambert & Harmon, 2018; Lutz et al., 2015), 這是源于在美國的制度設(shè)計中, 咨詢師在拿到執(zhí)照可以獨立開展工作后, 雖然有繼續(xù)教育學(xué)分的要求, 但沒有定期接受督導(dǎo)的要求。在實施本研究的咨詢中心, 每位咨詢師都要定期接受個別或團(tuán)體督導(dǎo)。事后調(diào)查表明約有70%的咨詢師報告他們會與督導(dǎo)師討論進(jìn)度反饋信息。也就是說, 如果進(jìn)度反饋信息提示當(dāng)事人未能取得如期進(jìn)展, 督導(dǎo)所提供的穩(wěn)定和可靠的幫助或可部分解釋反饋組的效應(yīng)。實習(xí)咨詢師處僅有3名當(dāng)事人在對照組, 表明實習(xí)咨詢師更期待或更重視當(dāng)事人的反饋, 并能運用這些反饋信息在督導(dǎo)中改進(jìn)咨詢過程。這一點在過去對進(jìn)度反饋干預(yù)效果的解釋中有所忽視。未來的研究可將實習(xí)生咨詢師作為單獨研究對象, 并進(jìn)一步探討督導(dǎo)在運用反饋信息中的具體影響。

咨詢師閱讀進(jìn)度反饋信息對提高工作同盟質(zhì)量具有中等的效用, 這與過去的研究結(jié)果相一致(Burlingame et al., 2018; McClintock et al., 2017; She et al., 2018)。值得注意的是, 對照組幾乎都是專、兼職咨詢師。這可能意味著部分專、兼職咨詢師對自己的主觀評估比較自信, 而不認(rèn)為進(jìn)度反饋信息對咨詢過程有幫助。這與過去的研究是一致的。研究表明, 80%的咨詢師(常常是能獨立從業(yè))認(rèn)為自身的專業(yè)水平能排進(jìn)前20% (Walfish et al., 2012), 且咨詢師對咨詢效果的主觀評估不可靠, 會高估治療效果而低估治療失敗的風(fēng)險(Boswell & Constantino, 2015; Boswell et al., 2015)。這些結(jié)果讓人們認(rèn)識到即使對能夠獨立從事咨詢工作的咨詢師而言, 進(jìn)度反饋仍然有重要應(yīng)用價值。之所以具有這樣的效用, 有以下三種理論解釋。一是進(jìn)度反饋信息引起了咨詢師的“警覺”或認(rèn)知失調(diào), 從而讓他們可以借助進(jìn)度反饋信息重新評估咨詢進(jìn)程并作出適當(dāng)調(diào)整(Riemer & Bickman, 2011)。二是從工作同盟與治療關(guān)系的角度, 進(jìn)度反饋信息可以幫助咨詢師發(fā)現(xiàn)工作同盟裂痕, 即咨詢師與當(dāng)事人目標(biāo)?任務(wù)的不一致和情感上的緊張(Eubanks et al., 2019), 從而能識別并解決工作同盟裂痕。三是因為中國人的間接溝通方式, 適合我國社會文化規(guī)范的進(jìn)度反饋程序可以協(xié)助咨詢師識別和了解當(dāng)事人未明確表達(dá)的愿望、需求, 或能夠發(fā)現(xiàn)當(dāng)事人因為“尊重”而未表達(dá)出關(guān)于目標(biāo)?任務(wù)的疑惑或不同想法, 從而使得這種進(jìn)度反饋程序成為了一種特別有用的維持和睦關(guān)系, 建立工作同盟或修復(fù)工作同盟裂痕的方法(Kuo et al., 2011; Sun et al., 2020)。

在組間水平, 咨詢師閱讀進(jìn)度反饋信息對進(jìn)度反饋CORE-OM-10所評估的癥狀水平并沒有顯著效用, 但減少了咨詢次數(shù)。這與之前的兩項研究結(jié)果一致(Janse et al., 2017; McClintock et al., 2017)。由于進(jìn)度反饋所用反饋工具和評估效果的工具相同, 有研究者指出進(jìn)度反饋的效用或是由于重復(fù)測量所致, 或是由于忠誠效用(allegiance effect)所致(?sterg?rd et al., 2020; Pejtersen et al., 2020)。因此, 采用進(jìn)度反饋之外的測量工具評估反饋組的效用能提供更多有價值的信息。本研究發(fā)現(xiàn), 閱讀信息反饋組的抑郁癥狀緩解效果更佳, 并且當(dāng)事人在咨詢結(jié)束后自評的咨詢有用性更好, 從而表明咨詢師閱讀進(jìn)度反饋信息在特定的測量上仍然具有積極效用, 這與最近一項元分析的結(jié)果不同(Pejtersen et al., 2020)。本研究結(jié)果提示, 今后的進(jìn)度反饋干預(yù)效果研究需要采用不同于反饋評估用測量工具評估進(jìn)度反饋的干預(yù)效果, 從而克服忠誠效用的問題。

在組內(nèi)水平, 工作同盟變化與癥狀變化具有相互預(yù)測作用, 這與之前的研究一致(Falkenstr?m et al., 2017)。也就是說, 對同一位當(dāng)事人而言, 工作同盟的變化可以預(yù)測下一次的癥狀變化, 而癥狀的變化又可以預(yù)測本次咨詢結(jié)束后的工作同盟評分的變化。這表明, 在組內(nèi)水平, 工作同盟和癥狀的相互影響模型具有跨文化的穩(wěn)定性。

進(jìn)度反饋干預(yù)需要更加關(guān)注咨詢師變量。本研究的結(jié)果表明咨詢師對進(jìn)度反饋的態(tài)度并不影響組間水平工作同盟的質(zhì)量。這可能與單條目的測量并沒有測量到咨詢師的真實態(tài)度有關(guān), 因為在本研究樣本中, 態(tài)度與咨詢師閱讀進(jìn)度反饋信息行為之間的一致性不高(= 0.21,< 0.001)。要提高進(jìn)度反饋干預(yù)的效果, 對咨詢師的態(tài)度進(jìn)行干預(yù)是一條可行的途徑(de Jong et al., 2012)。該結(jié)果表明, 還有較大空間提升咨詢師對進(jìn)度反饋的積極態(tài)度, 并采取更便利的反饋和閱讀方式來促進(jìn)咨詢師閱讀進(jìn)度反饋信息的實際行為, 從而有望能進(jìn)一步提高進(jìn)度反饋干預(yù)的效果量。

本研究并沒有發(fā)現(xiàn)工作同盟在組間水平的中介效用, 也沒有發(fā)現(xiàn)閱讀進(jìn)度反饋信息對工作同盟(S1)、癥狀的自回歸斜率(S2)、工作同盟預(yù)測下一次會談的癥狀變化的斜率(SXY)以及會談前癥狀預(yù)測本次會談的結(jié)束時的工作同盟的斜率(SYX)有影響。或許有某種未被認(rèn)識到的組間和組內(nèi)的交互作用,或者有其他潛在的影響因素或調(diào)節(jié)變量比進(jìn)度反饋干預(yù)具有更大的效用量, 例如當(dāng)事人建立人際關(guān)系的特點(Zack et al., 2015)等, 使得在當(dāng)前研究中無法檢查出反饋的效應(yīng)。未來的研究需對此進(jìn)一步探索。

本研究具有較好的生態(tài)效度, 主要體現(xiàn)在以下兩個方面：首先根據(jù)中國人處理關(guān)系和有關(guān)“反饋”的社會文化規(guī)范修正了進(jìn)度反饋程序; 其次, 本研究在自然情境下進(jìn)行, 區(qū)分反饋組和對照組的方法是基于事后調(diào)查, 而非事前隨機(jī)對照, 研究者和當(dāng)事人事先都不知道哪些咨詢師不會閱讀進(jìn)度反饋信息, 這種設(shè)計避免了隨機(jī)對照干預(yù)可能帶來的實驗者效用。

本研究采用了追蹤數(shù)據(jù)。追蹤數(shù)據(jù)的優(yōu)勢在于建立了變量間變化的時序關(guān)系, 因而較有可能探討變量間的因果關(guān)系。本研究使用的統(tǒng)計方法, 克服了追蹤數(shù)據(jù)統(tǒng)計中常見的一些影響結(jié)果的統(tǒng)計偏差, 排除了一些其它可能的解釋。同時, 統(tǒng)計功效檢驗和缺失值檢驗排除了對研究結(jié)論效度的威脅, 使得研究結(jié)論較為可信。事后分析排除了可能的混淆變量, 并采用了反饋測量之外的工具評估咨詢效果, 也是本研究的優(yōu)勢所在。

本研究的不足, 一是數(shù)據(jù)采集局限于一家咨詢中心, 從而影響研究結(jié)論外部效度; 二是相對來說, 當(dāng)事人的心理困擾較輕, 對具有嚴(yán)重心理困擾的當(dāng)事人而言, 結(jié)論是否成立還需要進(jìn)一步研究。并且, 有關(guān)中國文化因素和社會規(guī)范的影響, 只提供了某種理論上的解釋力, 并沒有直接檢驗。進(jìn)一步的研究可以考慮直接檢驗這些假設(shè)。此外, 就每次進(jìn)度反饋的內(nèi)容、癥狀的變化信息諸如可靠性改變、臨床顯著性改變等比較容易理解, 但對工作同盟的變化信息卻沒有明確的指導(dǎo)。今后的研究可考慮如何更好地對工作同盟進(jìn)行反饋, 例如, 考慮工作同盟的發(fā)展趨勢、工作同盟裂痕以及中國人的關(guān)系圖式與工作同盟裂痕的特殊表現(xiàn)等等。

5 結(jié)論

本研究發(fā)現(xiàn)咨詢師閱讀進(jìn)度反饋信息可提高工作同盟質(zhì)量、改善咨詢效果、減少咨詢次數(shù)。本研究在自然情境下進(jìn)行, 提供了基于實踐的干預(yù)有效的證據(jù), 提示進(jìn)度反饋在高校心理咨詢中心的日常效果監(jiān)控中具有重要的應(yīng)用價值。

Asparouhov, T., & Muthén, B. (2019). Latent variable centering of predictors and mediators in multilevel and time-series models.,(1), 119–142. https://doi.org/ 10.1080/10705511.2018.1511375

Barber, J. P. (2009). Toward a working through of some core conflicts in psychotherapy research.,(1), 1–12. https://doi.org/10.1080/10503300802609680

Bian, C.-D., He, Y.-Y., Qian, J., Wu, W.-Y. & Li, C.-B. (2009). The reliability and validity of a modified Patient Health Questionnaire for screening depressive syndrome in general hospital outpatients.,(5), 136–140.

[卞崔冬, 何筱衍, 錢潔, 吳文源, 李春波. (2009). 患者健康問卷抑郁癥狀群量表在綜合性醫(yī)院中的應(yīng)用研究.,(5), 136–140.]

Bordin, E. S. (1994). Theory and research on the therapeutic working alliance: New directions. In A. O. Horvath & L. S. Greenberg (Eds.),(pp. 13–37). Oxford, England: John Wiley & Sons.

Boswell, J. F., & Constantino, M. J. (2015). Clinicians self-judgment of effectiveness.,(4), 15–19.

Boswell, J. F., Kraus, D. R., Miller, S. D., & Lambert, M. J. (2015). Implementing routine outcome monitoring in clinical practice: Benefits, challenges, and solutions.,(1), 6–19. https://doi.org/10. 1080/10503307.2013.817696

Brattland, H., Koksvik, J. M., Burkeland, O., Kl?ckner, C. A., Lara-Cabrera, M. L., Miller, S. D., … Iversen, V. C. (2019). Does the working alliance mediate the effect of routine outcome monitoring (ROM) and alliance feedback on psychotherapy outcomes? A secondary analysis from a randomized clinical trial.,(2), 234–246. https://doi.org/10.1037/cou0000320

Burlingame, G. M., Whitcomb, K. E., Woodland, S. C., Olsen, J. A., Beecher, M., & Gleave, R. (2018). The effects of relationship and progress feedback in group psychotherapy using the Group Questionnaire and Outcome Questionnaire–45: A randomized clinical trial.,(2), 116–131. https://doi.org/10.1037/pst0000133

Chen, X.-P., & Chen, C. C. (2004). On the intricacies of the Chinese Guanxi: A process model of Guanxi development.,(3), 305–324. https://doi.org/10.1023/B:APJM.0000036465.19102.d5

de Jong, K., van Sluis, P., Nugter, M. A., Heiser, W. J., & Spinhoven, P. (2012). Understanding the differential impact of outcome monitoring: Therapist variables that moderate feedback effects in a randomized clinical trial.,(4), 464–474. https://doi.org/10.1080/10503307. 2012.673023

Del Re, A. C., Flückiger, C., Horvath, A. O., Symonds, D., & Wampold, B. E. (2012). Therapist effects in the therapeutic alliance–outcome relationship: A restricted-maximum likelihood meta-analysis.,(7), 642–649. https://doi.org/10.1016/J.CPR.2012.07.002

DeRubeis, R. J., Brotman, M. A., & Gibbons, C. J. (2005). A conceptual and methodological analysis of the nonspecifics argument.,(2), 174–183. https://doi.org/10.1093/clipsy.bpi022

Duan, C., Hill, C. E., Jiang, G., Hu, B., Lei, Y., Chen, J., & Yu, L. (2015). The counselor perspective on the use of directives in counseling in China: Are directives different in China as in the United States?,(1), 57–77.

Errázuriz, P., & Zilcha-Mano, S. (2018). In psychotherapy with severe patients discouraging news may be worse than no news: The impact of providing feedback to therapists on psychotherapy outcome, session attendance, and the alliance.,(2), 125–139. https://doi.org/10.1037/ccp0000277

Eubanks, C. F., Lubitz, J., Muran, J. C., & Safran, J. D. (2019). Rupture resolution rating system (3RS): Development and validation.,(3), 306–319. https://doi.org/10.1080/10503307.2018.1552034

Evans, C., Connell, J., Barkham, M., Margison, F., McGrath, G., Mellor-Clark, J., & Audin, K. (2002). Towards a standardised brief outcome measure: Psychometric properties and utility of the CORE-OM.,(1), 51–60. https://doi.org/10.1192/bjp.180. 1.51

Falkenstr?m, F., Finkel, S., Sandell, R., Rubel, J. A., & Holmqvist, R. (2017). Dynamic models of individual change in psychotherapy process research.,(6), 537–549. https://doi.org/10.1037/ccp0000203

Flückiger, C., Del Re, A. C., Wampold, B. E., & Horvath, A. O. (2018). The alliance in adult psychotherapy: A meta-analytic synthesis.,(4), 316–340. https://doi.org/10.1037/pst0000172

He, Y.-Y, Li, C.-B., Qian, J., Cui, H.-S., & Wu, W.-Y.(2010). Reliability and validity of a generalized anxiety disorder scale in general hospital outpatients.,(4), 200–203.

[何筱衍, 李春波, 錢潔, 崔海松, 吳文源. (2010). 廣泛性焦慮量表在綜合性醫(yī)院的信度和效度研究.,(4), 200–203.]

Howard, K. I., Moras, K., Brill, P. L., Martinovich, Z., & Lutz, W. (1996). Evaluation of psychotherapy: Efficacy, effectiveness, and patient progress.. US: American Psychological Association. https://doi.org/ 10.1037/0003-066X.51.10.1059

Hwang, K. (2000). Chinese relationalism: Theoretical construction and methodological considerations.,(2), 155–178. https://doi. org/10.1111/1468-5914.00124

Janse, P. D., de Jong, K., van Dijk, M. K., Hutschemaekers, G. J. M., & Verbraak, M. J. P. M. (2017). Improving the efficiency of cognitive-behavioural therapy by using formal client feedback.,(5), 525–538. https://doi.org/10.1080/10503307.2016.1152408

Kroenke, K., Spitzer, R. L., & Williams, J. B. W. (2001). The PHQ-9.,(9), 606–613. https://doi.org/10.1046/j.1525-1497.2001.016009606.x

Kuo, B. C. H., Hsu, W.-S., & Lai, N.-H. (2011). Indigenous crisis counseling in Taiwan: An exploratory qualitative case study of an expert therapist.,(1), 1–21. https://doi. org/10.1007/s10447-010-9108-y

Lambert, M. J., & Harmon, K. L. (2018). The merits of implementing routine outcome monitoring in clinical practice.,(4), e12268. https://doi.org/10.1111/cpsp.12268

Little, R. J. A. (1993). Pattern-mixture models for multivariate incomplete data.,(421), 125–134. https://doi.org/10.1080/ 01621459.1993.10594302

Lutz, W., de Jong, K., & Rubel, J. (2015). Patient-focused and feedback research in psychotherapy: Where are we and where do we want to go?,(6), 625–632. https://doi.org/10.1080/10503307.2015.1079661

Macdonald, J., & Mellor-Clark, J. (2015). Correcting psychotherapists’ blindsidedness: Formal feedback as a means of overcoming the natural limitations of therapists.,(3), 249–257. https://doi.org/10.1002/cpp.1887

McClintock, A. S., Perlman, M. R., McCarrick, S. M., Anderson, T., & Himawan, L. (2017). Enhancing psychotherapy process with common factors feedback: A randomized, clinical trial.,(3), 247–260. https://doi.org/10.1037/cou0000188

Miller, S. D., Duncan, B. L., Sorrell, R., & Brown, G. S. (2005). The partners for change outcome management system.,(2), 199–208. https://doi.org/10.1002/jclp.20111

Moltu, C., Veseth, M., Stefansen, J., N?tnes, J. C., Skj?lberg, ?., Binder, P.-E., … Nordberg, S. S. (2018). This is what I need a clinical feedback system to do for me: A qualitative inquiry into therapists’ and patients’ perspectives.,(2), 250–263. https://doi.org/ 10.1080/10503307.2016.1189619

Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (2017).(8th ed.). Los Angeles, CA: Muthén & Muthén.

Oanes, C. J., Anderssen, N., Karlsson, B., & Borg, M. (2015). How do therapists respond to client feedback? A critical review of the research literature.,. https://doi.org/10.15714/scandpsychol.2.e17

?sterg?rd, O. K., Randa, H., & Hougaard, E. (2020). The effect of using the Partners for Change Outcome Management System as feedback tool in psychotherapy—A systematic review and meta-analysis.,(2), 195–212. https://doi.org/10.1080/10503307. 2018.1517949

Pejtersen, J. H., Viinholt, B. C. A., & Hansen, H. (2020). Feedback-informed treatment: A systematic review and meta-analysis of the partners for change outcome management system.,(6), 723–735. https://doi.org/10.1037/cou0000420

Riemer, M., & Bickman, L. (2011). Using program theory to link social psychology and program evaluation. In M. M. Mark, S. I. Donaldson, & B. Campbell (Eds.),(pp. 102–139). New York, NY: Guilford Press.

She, Z., Duncan, B. L., Reese, R. J., Sun, Q., Shi, Y., Jiang, G., … Clements, A. L. (2018). Client feedback in China: A randomized clinical trial in a college counseling center.,(6), 727–737. https://doi.org/10.1037/cou0000300

Spitzer, R. L., Kroenke, K., Williams, J. B. W., & L?we, B. (2006). A brief measure for assessing generalized anxiety disorder: The GAD-7.,(10), 1092–1097. https://doi.org/10.1001/archinte.166.10. 1092

StataCorp. (2017).College Station, TX: StataCorp LLC.

Sun, Q., Wu, C., Wang, C. D. C., Yu, L., She, Z., & Falkenstr?m, F. (2020). Alliance-outcome relation and progress feedback: Secondary data analyses of a randomized clinical trial study in China., 1–12. https://doi.org/10.1080/10503307.2020.1772517

Walfish, S., McAlister, B., O’Donnell, P., & Lambert, M. J. (2012). An investigation of self-Assessment bias in mental health providers.,(2), 639–644. https://doi.org/10.2466/02.07.17.PR0.110.2.639-644

Wampold, B. E. (2015). Routine outcome monitoring: Coming of age—With the usual developmental challenges.,(4), 458–462. https://doi.org/10.1037/ pst0000037

Wu, M. C., & Carroll, R. J. (1988). Estimation and comparison of changes in the presence of informative right censoring by modeling the censoring process.,(1), 175–188. https://doi.org/10.2307/2531905

Zack, S. E., Castonguay, L. G., Boswell, J. F., McAleavey, A. A., Adelman, R., Kraus, D. R., & Pate, G. A. (2015). Attachment history as a moderator of the alliance outcome relationship in adolescents.,(2), 258–267. https://doi.org/10.1037/a0037727

Zhang, Y., Hu, J., Evans, C., Jin, L. W., Wu, M. Y., Wang, C. Y., … Chen, G. P. (2020). Psychometric properties of the Chinese version of the clinical outcomes in routine evaluation-outcome measure (CORE-OM).,(2), 289–299. https://doi. org/10.1080/03069885.2019.1682120

Zhu, X., & Jiang, G.-R. (2011a). The working alliance in clients’ eyes: A qualitative analysis.,(4), 420–431.

[朱旭, 江光榮.(2011a). 當(dāng)事人眼里的工作同盟：質(zhì)的分析.,(4), 420–431.]

Zhu, X., & Jiang, G.-R.(2011b). Development of the Working Alliance Questionnaire.(4), 449–453.

[朱旭, 江光榮. (2011b). 工作同盟問卷的編制.,(4), 449–453.]

Zilcha-Mano, S. (2017). Is the alliance really therapeutic? Revisiting this question in light of recent methodological advances.,(4), 311–325. https://doi.org/10.1037/a0040435

Zilcha-Mano, S., & Errázuriz, P. (2015). One size does not fit all: Examining heterogeneity and identifying moderators of the alliance-outcome association.,(4), 579–591. https://doi.org/10.1037/cou0000103

Zyphur, M. J., & Oswald, F. L. (2013). Bayesian estimation and inference: A user’s guide.,(2), 390–420. https://doi.org/10.1177/0149206313501200

Progress feedback and its effects on working alliance and treatment outcomes

SUN Qiwu, WU Caizhi, YU Lixia, WANG Weixin, SHEN Guocheng

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

Progress feedback involves collecting patients’ ratings on treatment outcome by session and providing feedback to therapists on patient progress. Research has indicated that the positive effect of progress feedback on psychotherapy outcome is a promising advancement. However, a recent meta-analysis showed that progress feedback may only have a small to medium effect for non-severe patients. Also, the theory which explains the effect of progress feedback is very much limited. Before implementing progress feedback in China, it is necessary to test its effect on working alliance and treatment outcomes in a natural setting.

It is believed that Chinese are taught to obey their parents, respect elders, and restrain themselves to keep family harmony. Such schemas are subsequently transferred to their social life in the forms of respecting authority/superior, maintaining interpersonal harmony, which will lead to an indirect style of communication. Progress feedback from patients’ weekly reports can be used as a correction method for incongruences between therapists and patients without discussing it immediately and face-to-face, and thus can improve the quality of working alliance and treatment outcomes. The current study used a culturally-adapted version of progress feedback in a university counseling center. Research assistants collected patients’ ratings on working alliance and treatment outcomes and emailed the results with interpretations to the therapists, who were then encouraged to use feedback information to improve treatment outcomes.

The participants included 48 therapists and 445 patients (of which 350 were used for analysis). Post survey indicated that 80% therapists read progress feedback information based on which they were divided into feedback and non-feedback group. CORE-OM10 was used to evaluate symptoms before each session, and WAQ was used to evaluate the working alliance after each session. PHQ-9, GAD-7, and CORE-OM-34 were used before and after treatment. Multi-level structural equation models were used to analyze the data. Results showed that progress feedback had a medium effect on working alliance but no effect on treatment outcomes (measured by CORE-OM) at the between-person level. At the within-person level, the results affirmed the reciprocal model of alliance-outcome, which indicated that the model is consistent and steady across cultures. In addition, the feedback group had better treatment outcomes measured by PHQ-9 and self-rated helpfulness measured after treatment.

The results were discussed under the three possible mechanisms of progress feedback. Progress feedback may correct the bias of the therapist’s self-evaluation on treatment process, as well as the incongruence and alliance ruptures between therapists and patients. The cultural-specific factors may also contribute to the effect of progress feedback (e.g., indirect communication style). The support from regular supervision for therapists under progress feedback was emphasized as well. Overall, the present study suggested the positive effect of progress feedback on the working alliance and treatment outcomes in a Chinese counseling center based on practical evidence.

progress feedback, working alliance, treatment outcomes, multi-level SEM

2020-07-01

* 國家社會科學(xué)基金重大項目(16ZDA232)和青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點實驗室、人的發(fā)展與心理健康湖北省重點實驗室開放課題資助(2019B01)。

孫啟武和吳才智為共同第一作者。

于麗霞, E-mail: yulixia@mail.ccnu.edu.cn

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