視頻咨詢不會削弱咨詢效果：來自與線下面詢比較的證據*

孫啟武 王之煥 任志洪 于麗霞 吳才智,3

視頻咨詢不會削弱咨詢效果：來自與線下面詢比較的證據*

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華中師范大學心理學院;2青少年網絡心理與行為教育部重點實驗室;3人的發展與心理健康湖北省重點實驗室, 武漢 430079)

在新冠疫情背景下, 許多心理咨詢從線下面詢轉向了視頻咨詢, 由此引發的問題是：與線下面詢相比, 視頻咨詢是否會削弱咨詢效果？在高校咨詢中心的自然情境下, 使用隨機截距交叉滯后模型, 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。結果發現, 在組內水平, 兩種條件下工作同盟與咨詢效果的相互預測關系無顯著性差異。前六次會談中, 僅第一次和第四次會談結束后, 視頻咨詢組工作同盟水平顯著低于線下面詢組; 其余會談結束后, 兩組工作同盟水平無顯著性差異。結案時, 兩組在咨詢效果上無顯著性差異。結論是視頻咨詢和線下面詢類似, 能建立相對穩固的工作同盟, 從而降低癥狀水平。這為后疫情時代應用視頻咨詢的有效性提供了新的證據。

視頻咨詢, 線下面詢, 工作同盟, 咨詢效果, 隨機截距交叉滯后模型

1 前言

自新冠疫情爆發以來, 心理咨詢行業一個引人矚目的變化是越來越多的從業者開始采用視頻咨詢。視頻咨詢擴大了專業咨詢師提供心理健康服務的地域范圍。一方面, 視頻咨詢有利于調集發達地區的優勢專業資源, 服務于全國各地的尋求專業服務者。另一方面, 視頻咨詢也可以讓來自全國的專業人員服務于特定地域的求助者(例如, 高校大學生日益增加的心理健康服務需求; 或在公共危機情形下某地突出的心理健康服務需求等)。尋求專業服務者和專業服務提供者往往習慣于傳統的線下面詢 (線下面對面的心理咨詢) 模式。在面對這一轉變時, 人們一個顯而易見的疑問就是, 視頻咨詢是否會削弱咨詢效果？鑒于視頻咨詢具有巨大的便利性優勢, 對此問題的回答既具有重要的現實意義, 也可在視頻咨詢條件下檢驗心理咨詢的效果及其機制。

1.1 視頻咨詢的特征

視頻咨詢是在線或遠程心理咨詢的一種, 指專業咨詢師通過計算機和互聯網為當事人提供的心理咨詢服務(Richards & Viganò, 2012)。視頻咨詢通常的做法是利用某種視頻會議系統, 使咨詢師和當事人能夠實時看到和聽到彼此。除“遠程”這一特點之外, 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。可以將視頻咨詢看成一種特殊的“面對面咨詢”：借助視頻會議的形式, 雙方不但能看到對方, 還能看到自己的畫面。與線下面詢相比較, 視頻咨詢最大的優勢是其便利性, 能夠克服空閑時間較少、行動受限以及尋求幫助時感到恥辱等困難(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, 激增的心理服務需求使得視頻咨詢成為新的趨勢。美國一項調查顯示, 新冠疫情爆發后短短2周內, 3038名咨詢師中使用遠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(Sammons et al., 2020)。

其次, 視頻咨詢的某些特征能夠促進良好咨詢關系的建立。例如, 通過輪流發言減緩互動、促進情緒覺察; 雙方都有自己的獨立空間, 當事人知道他們可以把音量調大或調小, 把咨詢師圖像放大或縮小, 從而增強他們的控制感(Simpson & Reid, 2014)。有證據表明對一些當事人而言, 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, 增強安全感。例如, 對談論自己的問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是會遺漏一些非言語線索, 對及時和準確感知情緒信息有所妨礙。例如, 雙方不能進行直接的眼神交流, 看不到畫面以外的肢體語言(Thompson-de Benoit & Kramer, 2020); 咨訪雙方直接接觸的對象是電腦屏幕而非人, 因而無法體會線下面詢中的溫暖感(Leibert & Archer, 2006)等。此外, 網絡通信的響應延遲、連接不穩定以及音畫不同步等問題也會影響雙方交流體驗(Markowitz et al., 2021)。這些特點都會對咨詢過程和咨詢效果產生潛在的不利影響(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)通過元分析(納入研究數= 12, 總被試數= 343)發現, 采用認知行為療法的視頻咨詢在緩解癥狀效應上毫不遜色于線下面詢(標準化均數差, standardized mean difference [SMD] = ?0.03)。Matsumoto等人(2021)對16項隨機對照研究(= 1745)進行元分析發現, 通過視頻會議進行的認知行為治療對精神障礙患者有效(Hedge’s= ?0.49)。另一項元分析納入了56項組內研究(= 1681)和47項組間研究(= 3564), 結果發現求助者在視頻咨詢后的改善具有大的效應量(Hedge’s= 0.99); 進行偏倚修正后, 仍然有中等的效應量(Hedge’s= 0.54), 并且視頻咨詢與線下面詢的咨詢效果沒有差異(Hedge’s= 0.01) (Fernandez et al., 2021)。

1.3 視頻咨詢的作用機制

文獻中, 關于視頻咨詢作用機制的討論非常少。由于視頻咨詢與線下面詢僅在形式上有所不同, 因此, 我們設想, 視頻咨詢與線下面詢的作用機制基本相同。關于咨詢效果的作用機制, 概而言之, 有兩種基本假說。一是“流派說”, 例如經典精神分析認為無意識的心理沖突是神經癥的根本原因, 治療的重點在于使無意識過程意識化; 行為主義流派認為癥狀行為是學習的產物, 可以通過條件作用使之消失; 人本主義流派則認為產生心理困擾的原因是對機體經驗的否認和歪曲, 建立良好的助長性條件(如好的咨詢關系)能促進對機體經驗的“真誠”體驗, 從而緩解心理困擾(江光榮, 2012), 等等。

二是共同要素說。共同要素說的基本觀點是在不同治療流派中存在一些共有成分, 如固定的場所、有一套針對心理困擾的理論和干預方法、穩定且有力的支持性關系等, 是這些共有成分促進了治療性改變。在元分析的基礎上, Wampold (2015)總結出有證據支持的共同要素包括六種, 分別是工作同盟(= 0.57)、共情(= 0.63)、目標一致和合作(= 0.71)、積極關注和肯定(= 0.55)、一致和真誠(= 0.48)和咨詢師效應(= 0.46)等。其中, 許多證據表明工作同盟的裂痕與修復是咨詢起效的核心機制之一(Eubanks et al., 2019; Safran et al., 2001)。少量研究在視頻咨詢中檢驗了該假設, 結果發現工作同盟裂痕?修復過程與癥狀變化同樣具有相互預測關系, 從而將工作同盟的裂痕與修復這一核心機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事人建立的一種合作性關系(Bordin, 1979, 1994)。Bordin (1994)認為工作同盟的成分包括“目標?任務”的一致性和在此過程中形成的情感聯結。包括295項研究、覆蓋超過3萬名當事人的元分析結果表明, 線下面詢中的工作同盟與咨詢效果之間存在穩健的關系, 相關系數為0.28 (Fluckiger et al., 2018)。類似地, 元分析(= 20,= 1167)發現, 在線咨詢中工作同盟與咨詢效果之間的相關系數為0.21, 但這一結果包括了在線聊天、郵件、電話以及視頻會議等多種形式, 必須謹慎解釋(Kaiser et al., 2021)。

就視頻咨詢與線下面詢工作同盟質量的橫向比較而言, 一些研究發現二者的工作同盟質量相當。例如Simpson和Reid (2014)關于視頻咨詢的研究綜述(= 22,= 348)發現, 咨詢師和當事人能建立穩固的工作同盟, 工作同盟的質量與線下面詢一樣好。最近一項以大學生為被試的隨機對照研究(= 58)也發現, 三種咨詢方式(線下面詢、電話咨詢和視頻咨詢)之間, 工作同盟質量沒有顯著差異(Reese et al., 2016)。而另外一些研究則發現, 視頻咨詢的工作同盟質量低于線下面詢的工作同盟質量。例如, Norwood等人(2018)的元分析研究發現, 采用認知行為療法的視頻咨詢中建立的工作同盟質量比線下面詢更差(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系。已有證據表明, 在組內水平, 線下面詢的工作同盟水平和癥狀嚴重程度是相互影響的關系。也就是說, 工作同盟的鞏固會導致癥狀緩解, 而癥狀的緩解又能促進工作同盟質量(Falkenstr?m et al., 2013; 孫啟武等, 2021; Sun, Wu, et al., 2021)。研究者認為, 工作同盟裂痕?修復過程是產生咨詢效果的核心機制之一(Eubanks et al., 2019; Safran et al., 2001)。在咨詢過程中, 工作同盟水平降低之后再恢復到原有或更好水平, 就意味著出現了工作同盟的裂痕?修復過程。已有初步證據表明, 視頻咨詢存在類似的起效機制。Norwood等人(2021)采用多層模型分析了46名患有健康焦慮的當事人在視頻咨詢中的工作同盟(會談評定量表, SRS)與咨詢效果(咨詢效果評定量表, ORS)的關系。結果發現, 在組內水平, 工作同盟與咨詢效果之間存在相互預測關系。再比如, 一項針對女性創傷后應激障礙患者的隨機對照研究(= 126)發現, 第2次會談后視頻咨詢組當事人的工作同盟評分低于線下面詢組, 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?修復過程。

1.5 研究假設

本研究試圖在自然情境下檢驗視頻咨詢對工作同盟和咨詢效果的影響。基于以上討論, 我們假設工作同盟裂痕?修復過程是視頻咨詢的核心作用機制之一。具體而言, 我們假設：(1)視頻咨詢與線下面詢一樣有效; (2)在組內水平, 視頻咨詢的工作同盟與癥狀之間是相互影響的關系, 即工作同盟水平的提高可能會導致癥狀緩解, 而癥狀的緩解又能促進工作同盟質量; (3)在咨詢的某些階段, 視頻咨詢的工作同盟質量會低于線下面詢的工作同盟質量, 但隨著咨詢的進展, 這種差異會消失。

2 方法

2.1 研究參與者

本研究分析的數據來自從2020年9月到2021年7月, 在華中師范大學大學生心理健康教育中心(以下簡稱為“咨詢中心”)預約了心理咨詢的1004名當事人。其中, 65人因建議就醫、時間沖突等原因未安排咨詢。當事人的排除標準為：(1)需要藥物治療和住院治療的當事人; (2)先后接受了不同類型咨詢的當事人; 以及(3)僅一次或兩次會談的當事人。由于隨機截距交叉滯后模型(random intercept cross-lagged panel model, RI-CLPM)要求至少有三個時間點的數據, 刪除了前三次測量有缺失數據的當事人, 最終納入分析的當事人有525人(見圖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。當事人的平均年齡= 20.19,= 1.52。其中, 24.57%的當事人報告了精神科就診或治療經歷。咨詢主題包括自我探索與成長、情緒困擾、人際關系、家庭問題、生涯規劃等。

圖1 研究參與者入組和分析數據流程圖

2.2 測量工具

常規臨床咨詢效果評估表(CORE-OM) 常規臨床咨詢效果評估表(CORE-OM; Evans et al., 2002; Zhang et al., 2019)用于評估當事人過去一周內的一般情緒困擾, 采用Likert 5級評分, 從0 (從來沒有)到4 (總是如此), 包括康樂、癥狀、社會功能和風險4個因子, 共34題。為方便當事人作答, 僅在第一次會談前和咨詢全部結束后使用34題長版, 其余在每一次會談前使用10題短版以用于日常的進度反饋。在本樣本中, 第一次會談前CORE-OM短版的內部一致性信度為0.84。本研究使用CORE-OM短版的總分進行分析, 分數越高表明癥狀越嚴重。

會談同盟量表(SAI) 會談同盟量表(SAI; Falkenstr?m et al., 2015)是在工作同盟量表(WAI)的基礎上提出的簡版, 它評估了工作同盟的3個關鍵成分：目標一致、任務一致和情感聯結, 采用Likert 5級評分, 從0 (從來沒有)到4 (總是如此), 共6題。會談同盟量表在中國樣本中具有良好的信度和效度(朱旭等, 2011)。在本樣本中, 第一次會談后SAI的內部一致性信度為0.79。本研究使用SAI的總分進行分析, 分數越高表明工作同盟質量越好。

患者健康問卷(PHQ-9) 患者健康問卷(PHQ-9; 卞崔冬等, 2009; Kroenke et al., 2001)用于評估當事人過去兩周內的抑郁癥狀, 采用Likert 4級評分, 從0 (從來沒有)到3 (幾乎每天), 共9題。在本樣本中, 第一次會談前測量的PHQ-9的內部一致性信度為0.89。本研究使用PHQ-9的總分進行分析, 分數越高表明抑郁癥狀越嚴重。

廣泛性焦慮障礙問卷(GAD-7) 廣泛性焦慮障礙問卷(GAD-7; 何筱衍等, 2010; Spitzer et al., 2006)用于評估當事人過去兩周內的焦慮癥狀, 采用Likert 4級評分, 從0 (從來沒有)到3 (幾乎每天), 共7題。在本樣本中, 第一次會談前測量的GAD-7的內部一致性信度為0.91。本研究使用GAD-7的總分進行分析, 分數越高表明焦慮癥狀越嚴重。

事后調查 在咨詢結束后, 還對當事人進行了事后調查, 包括“您認為心理咨詢有多大幫助”, 從1 (完全沒有幫助)到5 (非常有幫助); “您在多大程度上達成了咨詢目標”, 從0 (完全沒有達到咨詢目標)到10 (完全達到了咨詢目標); 以及“您對本次咨詢的滿意度”, 從1 (完全不滿意)到5 (完全滿意)。

2.3 研究程序

本研究數據來源是進度反饋研究項目, 得到了咨詢中心使用數據的許可。對于想要預約咨詢的當事人, 在征得知情同意之后, 咨詢中心會收集他們的個人基本信息, 并請他們填寫PHQ-9和GAD-7。隨后, 中心外聘的精神科醫生會對當事人進行評估, 并根據評估結果給出就診建議或安排咨詢。根據當事人的時間和意愿將他們分別安排至視頻咨詢組或線下面詢組, 而未采用隨機分組。此種安排符合咨詢中心的實際情況, 同時可以克服研究者效應, 因為研究者并不知道哪些當事人會進入視頻咨詢組。

安排咨詢后, 咨詢師與當事人每周在固定時間進行一次會談, 每次50分鐘, 不收費。在每次咨詢之前, 當事人填寫CORE-OM短版; 在咨詢結束之后當事人填寫SAI。在咨詢結案時, 當事人需要再次填寫PHQ-9、GAD-7和CORE-OM長版, 并完成事后調查。線下面詢組與視頻咨詢組的唯一區別在于, 線下面詢組當事人與咨詢師在指定房間內面對面進行咨詢, 而視頻咨詢組當事人在指定房間內通過騰訊會議會議室與咨詢師遠程進行視頻咨詢。通常, 每位當事人每學期可會談的次數為6次。需要更多會談次數的當事人, 經由咨詢師申請, 可增加其會談次數。

2.4 分析策略

2.4.1 模型選擇

本研究采用隨機截距交叉滯后模型(Hamaker et al., 2015)進行分析。在隨機截距交叉滯后模型中(見圖2), 對工作同盟與癥狀在多個時間點的測量建立隨機截距(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事人之間的差異, 即組間效應。當事人的工作同盟與癥狀在特定時間點圍繞平均值的波動的相互預測關系為組內效應。以會談前測量的癥狀預測同一次會談后測量的工作同盟, 會談后測量的工作同盟預測下一次會談前測量的癥狀, 建立交叉滯后路徑。以會談前測量的癥狀預測下一次會談前測量的癥狀, 會談后測量的工作同盟預測下一次會談后測量的工作同盟, 建立自回歸路徑。相較于傳統交叉滯后模型(CLPM), 隨機截距交叉滯后模型的優點在于區分了組間效應和組內效應, 用隨機截距項表示那些不隨時間推移而變化的“類特質”的成分, 從而得到組內水平的自回歸效應和交叉滯后效應。在組內水平, 工作同盟水平的變化, 表示相對與當事人自身的工作同盟水平而言工作同盟質量的波動過程(降低或升高), 該過程反映了工作同盟裂痕?修復過程。如果工作同盟水平降低, 則意味著出現了裂痕; 在工作同盟水平降低之后, 又恢復到原有水平或比原有水平更高, 則意味著出現了裂痕的修復。該過程可以用組內水平的工作同盟質量的波動值表示(見圖2)。

2.4.2 模型比較

為了檢驗工作同盟與咨詢效果的相互預測關系, 采用了隨機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則(BIC)進行模型比較, BIC越小意味著模型數據擬合度更好。如果多組比較模型的BIC值降低, 則意味著在組內水平, 工作同盟和咨詢效果的相互預測關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有改善模型數據擬合度, 線下面詢組和視頻咨詢組具有同質性, 在組內水平沒有組間顯著的路徑差異。

2.4.3 缺失值檢驗

缺失值類型包括完全隨機缺失(missing completely at random, MCAR)、隨機缺失(missing at random, MAR)和非隨機缺失(missing not at random, MNAR)。其中, 非隨機缺失與含有缺失值的變量自身的取值有關, 在統計分析中忽略這些缺失值會導致分析結果的出現偏差。在自然情境下進行的咨詢研究, 當事人永久退出的原因有很多, 比如咨詢目標已經達到, 或者由于時間沖突等不可抗力因素無法參加, 也有可能是工作同盟或咨詢效果較差造成的脫落。對可能含有非隨機缺失的數據, 采用非隨機缺失機制下的方法分析更加可靠。根據模型比較結果, 處理縱向數據中的非隨機缺失, 使用Diggle-Kenward選擇模型會得到精度更高的參數估計(陳楠, 劉紅云, 2015)。在該模型中, 通過結果變量在上一時間點和同一時間點的測量值來預測缺失概率, 從而估計缺失值對分析結果的影響(見圖4)。

以上模型均采用Mplus 8.1 (Muthén & Muthén, 2017)進行分析, 以穩健最大似然法(MLR)進行估計。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(CFI, 0.95以上為擬合良好), 標準化擬合均方根殘差(SRMR, 0.08以下為擬合良好)作為模型擬合指標(Hu & Bentler, 1999)。其它統計采用Stata 17 (StataCorp, 2021)進行分析。

3 結果

3.1 描述性統計與預分析

兩組工作同盟與癥狀的描述性統計見表1。檢驗零模型(null model), 工作同盟的組內相關系數(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%, 組內差異占總方差的35%; 癥狀的組內相關系數是0.62, 這意味著癥狀的組間差異占總方差的62%, 組內差異占總方差的38%。

表1 視頻咨詢組與線下面詢組的描述性統計

由于本研究全部采用問卷法收集數據, 需要檢驗是否存在共同方法偏差檢驗。分別對前3次測量進行Harman 單因子檢驗, 以檢驗是否存在共同方法偏差(周浩, 龍立榮, 2004)。結果表明, 前三次測量分別有3、3、4個特征根大于1的因子, 并且第一個因子分別能解釋總變異量的27.70%、24.40%、27.26%, 均小于臨界標準40%。因此, 本研究中共同方法偏差在可以接受的范圍內。

3.2 工作同盟與癥狀預測關系組內水平分析

在本研究中, 一般規定當事人最多進行6次會談, 因此使用前6次會談的數據進行分析。建立一個隨機截距交叉滯后模型(見圖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)。結果表明, 工作同盟在組內水平上顯著預測下一次會談的癥狀(β = ?0.07,= 0.03,= 0.02), 癥狀在組內水平上顯著預測同一次會談的工作同盟(β = ?0.07,= 0.03,= 0.03)。

3.3 基于隨機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

建立一個多組隨機截距交叉滯后模型(視頻咨詢vs. 線下面詢, 見圖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, 擬合指數并沒有改善(ΔBIC = 99.56), 該結果表示多組比較模型沒有改善模型數據擬合度, 線下面詢組和視頻咨詢組具有同質性, 兩組在組內水平的路徑系數上無顯著差異。多組比較的結果與整體分析的結果類似, 但由于分組降低了統計效能, 在組內水平工作同盟與癥狀之間的相互預測作用不具有統計意義上的顯著性了(圖3)。

3.4 敏感性分析

會談次數的影響 當事人癥狀隨時間的變化率與會談次數相關, 會談次數較少的當事人癥狀變化得較快, 因此通過控制會談次數的影響可以消除癥狀隨時間變化的趨勢(Baldwin et al., 2009)。當事人的平均會談次數在視頻咨詢組(= 5.59,= 1.85)與線下面詢組(= 6.07,= 2.60)之間沒有顯著差異(diff= 0.49,= 0.26, 95% CI [?0.03, 0.98],(523) = 1.86)。將會談次數作為協變量納入隨機截距交叉滯后模型, 使會談次數與組間水平的癥狀相關, 分析結果表明(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), 會談次數與癥狀顯著相關(β = 0.27,= 0.05,< 0.001)。若使會談次數與組間水平的工作同盟相關, 分析結果表明(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), 會談次數與工作同盟無顯著相關(β = ?0.02,= 0.12,= 0.88)。在以上模型中, 組內水平的工作同盟與癥狀的相互預測關系未發生變化。

圖2 工作同盟與癥狀的隨機截距交叉滯后模型

注：矩形框表示觀測變量, 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截距項; intercept_OM表示癥狀的隨機截距項; ε表示殘差項。

注：矩形框表示觀測變量, 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截距項; intercept_OM表示癥狀的隨機截距項; ε表示殘差項。

缺失值檢驗 假設工作同盟與癥狀含有非隨機缺失, 使用Diggle-Kenward選擇模型檢驗缺失值在隨機截距交叉滯后模型中的效用(見圖4)。結果表明(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、癥狀無關, 對工作同盟與癥狀的相互預測關系也沒有影響(工作同盟預測癥狀: β = ?0.06,= 0.03,= 0.02; 癥狀預測工作同盟:β = ?0.07,= 0.03,= 0.01)。該結果表明在本研究數據中, 非隨機缺失的假設不成立。

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

注：矩形框表示觀測變量, 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截距項; intercept_OM表示癥狀的隨機截距項; ε表示殘差項; Missing_4-Missing_6是缺失數據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, 但沒有顯示出來, 以避免造成混亂。

統計功效 采用蒙泰卡洛模擬方法計算統計功效, 蒙泰卡洛模擬可改變相應的參數以研究模型設定的影響。蒙泰卡洛模擬方法所設定模型參數是“真值”, 依據重復模擬計算得出“估計值”。因此, 可以計算出每一個參數“真值”和“估計值”的相對偏差以及統計功效。根據本研究樣本的情形, 設定會談次數3～6次的觀察數分別為408、359、290和233 (表1), 以3次及以上會談次數數據實際估算結果設定隨機截距交叉滯后模型參數, 重復1000次。結果顯示, 在組內水平, 當工作同盟與癥狀相互預測系數為0.07時, 統計功效為94%～96%。

3.5 事后分析

初始癥狀水平 由于當事人并非隨機被分配到視頻咨詢組與線下面詢組, 而是根據他們的時間和意愿進行安排的, 因此需要檢驗兩組的初始癥狀初始水平有無顯著差異。獨立樣本檢驗表明, 視頻咨詢組與線下面詢組的癥狀初始水平(CORE- OM)沒有顯著差異(diff= 1.35,= 0.69, 95% CI [?0.02, 2.71],(523) = 1.94,= 0.05)。共498名當事人填寫了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沒有顯著差異(diff= ?0.09,= 0.65, 95% CI [?1.37, 1.19],(496) = ?0.14,= 0.89), 初始焦慮癥狀水平沒有顯著差異(diff= 0.12,= 0.59, 95% CI [?1.03, 1.27],(496) = 0.20,= 0.84)。

咨詢過程中的癥狀水平 檢驗視頻咨詢組與線下面詢組的癥狀水平在咨詢過程中的差異, 以考察視頻咨詢與線下面詢過程中癥狀變化的差異。結果表明, 第二次到第六次會談前所測量的癥狀水平在兩組之間無顯著差異(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)。

咨詢過程中的工作同盟水平 類似地, 檢驗視頻咨詢與線下面詢組的工作同盟水平在咨詢過程中的差異。結果表明, 第一次會談后工作同盟質量有顯著差異, 視頻咨詢組工作同盟質量顯著低于線下面詢組工作同盟質量(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談(diff= 0.59,= 0.33, 95% CI [?0.06, 1.24],(523) = 1.78,= 0.08)和第三次會談(diff= 0.44,= 0.33, 95% CI [?0.20, 1.08],(523) = 1.34,= 0.18)后變得不顯著。第四次會談后的工作同盟水平再次出現顯著差異, 視頻咨詢組工作同盟質量低于線下面詢組工作同盟質量(diff= 0.74,= 0.37, 95% CI [0.02, 1.46],(442) = 2.03,= 0.04)。但是第五次會談(diff= 0.34,= 0.41, 95% CI [?0.46, 1.15],(339) = 0.84,= 0.40)和第六次會談(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顯著差異。

結案時的癥狀水平 非隨機分組可能會導致預測變量在組間分布不均衡, 從而影響分析結果。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。以咨詢開始前施測的CORE-OM 34、PHQ-9和GAD-7為預測變量, 使用半徑匹配法進行匹配。結果表明, 結案時視頻咨詢組(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)上沒有顯著差異。

咨詢師類別 咨詢師經驗可能會混淆視頻咨詢與線下面詢的組間效應, 有經驗的咨詢師能建立更高質量的工作同盟, 或能更早覺察并修復工作同盟裂痕, 從而獲得更好的咨詢效果, 因此需要檢驗兩組專、兼職咨詢師比例是否存在差異。視頻咨詢組的117名當事人, 有6名在實習咨詢師處咨詢, 111名在專、兼職咨詢師處咨詢(94.87%); 線下面詢組的408名當事人, 有116名在實習咨詢師處咨詢, 292名在專、兼職咨詢師處咨詢(71.57%)。該結果表明視頻咨詢組接受專、兼職咨詢師咨詢的當事人比線下面詢組更多,c2(1) = 27.68,< 0.001。

當事人性別 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有顯著差異,c2(1) = 0.04,= 0.84。獨立樣本檢驗顯示, 第一次到第六次會談前后所測量的癥狀與工作同盟在男女兩組之間均無顯著差異。

事后調查 采用傾向性得分匹配法對當事人的事后調查進行分析, 以咨詢開始前施測的CORE-OM 34、PHQ-9和GAD-7為預測變量, 使用半徑匹配法的結果表明, 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)、目標達成度 (diff= 0.19,= 0.23,(419) = 0.83)和咨詢滿意度(diff= 0.10,= 0.07,(419) = 1.55)上都沒有顯著差異。

4 討論

采用進度反饋實踐的追蹤數據, 通過與線下面詢作比較, 本研究考察了視頻咨詢是否會對咨詢效果產生不利影響。結果表明, 視頻咨詢不會削弱咨詢效果, 視頻咨詢的效果與線下面詢的效果相當。同時, 在組內水平, 工作同盟與癥狀緩解具有相互預測關系; 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測路徑系數無顯著差異, 二者具有同質性。

視頻咨詢與線下面詢在第一次和第四次會談后的工作同盟質量有顯著差異, 表明在咨詢的某些階段, 視頻咨詢組工作同盟質量低于線下面詢組工作同盟質量。但是, 這種差異會在后續的咨詢會談中逐漸消弭。這與Morland等人(2015)的結果一致。一種解釋是在新冠疫情背景下, 為了保護自己和他人的健康, 不得不以視頻會議的形式開展咨詢, 咨詢師和當事人都面臨著適應困難, 同時他們也會對視頻咨詢遇到的問題更加包容和理解, 也會更加主動地調整自己的溝通方式以適應視頻咨詢。以往也有研究者發現, 對某些當事人而言, 在剛接觸視頻咨詢時, 他們需要更多的時間來適應這項技術(Norwood et al., 2018; Simpson & Reid, 2014)。而Bischoff等人(2004)通過個案研究(= 3)發現, 咨詢師和當事人確實會自然地做出一些調整以適應視頻咨詢：首先, 他們預期技術會帶來一些困難, 因此對會談中出現的問題會更加耐心, 例如因網絡通訊不暢等原因帶來的延遲反應等; 其次, 他們預期會遺失一些非言語線索, 因此會詢問更多的問題, 以澄清面部表情和肢體語言的含義, 或者有目的地加強語調變化, 以及使用夸張的手勢和動作等; 再次, 他們預期建立關系變得更加困難, 因此會在關系中投入更多的努力。

本研究發現, 在組內水平工作同盟質量和癥狀緩解具有相互預測關系, 具有小的效應量。該結果與之前的研究結果一致(Falkenstr?m et al., 2013; 孫啟武等, 2021; Sun, Wu, et al., 2021)。該結果表明會談后工作同盟水平可以預測下一次會談前的癥狀變化, 而會談前的癥狀水平又可以預測同一次會談后的工作同盟變化。由于隨機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變化(即對當事人自身的相對變化)都表示了工作同盟有裂痕?修復過程：工作同盟的降低表示出現了同盟裂痕, 而工作同盟的提高表示了裂痕修復(Larsson et al., 2018; Sun, Holmqvist Larsson, et al., 2021)。工作同盟的裂痕與修復本身是咨詢產生改變的核心機制之一(Eubanks et al., 2019; Safran et al., 2001)。因此, 我們推測, 雖然視頻咨詢中的技術問題和適應困難會成為產生工作同盟裂痕的特殊影響因素, 但咨詢師對工作同盟裂痕的及時識別和在會談中進行的修復, 反而為當事人提供了改變和進步的機會。也就是說, 雖然在咨詢的某些階段視頻咨詢組的工作同盟質量會低于線下面詢組的工作同盟質量, 但咨詢師或者咨訪雙方為工作同盟裂痕的覺察和修復付出努力, 最終成功修復咨詢過程中的工作同盟裂痕, 從而帶來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, 與實習咨詢師相比, 他們積累了更加豐富的經驗。質性研究發現, 有經驗的咨詢師更善于反思和自我覺察, 是開放的、不設防的, 擅長利用人際交往技巧來建立和維持良好的咨詢關系(Jennings & Skovholt, 1999)。如上所述, 工作同盟的裂痕?修復是視頻咨詢的核心機制之一, 這就對咨詢師的能力有一定的要求。咨詢師需要更快地識別出工作同盟裂痕, 尤其在第一次會談期間, 覺察當事人以不滿或敵意表達為標志的對抗破裂, 以及更微妙的退縮跡象, 并在后續會談中以間接、直接的方式解決破裂問題, 重新建立良好的咨詢關系(Eubanks et al., 2019; Safran et al., 2001)。此外, 由于對非言語線索的限制會影響咨詢師對工作同盟破裂跡象的覺察, 視頻咨詢在咨詢師的敏銳度方面提出了比線下面詢更高的要求。因此, 咨詢師經驗可能是視頻咨詢中工作同盟與咨詢效果關系的混淆因素之一。

在本研究中, 視頻咨詢與線下面詢的設置幾乎完全一致, 區別僅在于使用視頻會議的形式還是線下面對面進行。結果發現, 視頻咨詢組與線下面詢組的咨詢效果沒有顯著差異。這與之前的結論一致(Fernandez et al., 2021; Matsumoto et al., 2021; Norwood et al., 2018), 表明視頻咨詢不會削弱咨詢效果。之所以如此, 我們設想：一是視頻咨詢的主要作用機制沒有發生本質變化。工作同盟、共情、目標一致和合作、積極關注和肯定、真誠一致以及咨詢師效應, 這些在線下面詢中發揮作用的共同要素同樣在視頻咨詢中發揮作用(Wampold, 2015)。二是視頻咨詢有一些特殊的補償機制。例如, 當事人坐在獨屬于自己的房間, 可以自由控制音量和畫面大小, 這可能使他們體驗到更高的賦權, 從而變得更加主動(Norwood et al., 2018)。Day和Schneider (2002)的隨機對照研究(= 80)發現參加視頻咨詢的當事人在參與維度(包括活動水平、主動性、信任感、自發性和去抑制性等)上的得分高于線下面詢組的當事人。因此, 當事人的主動性增強或許可以在一定程度上彌補視頻咨詢中某些線索丟失所帶來的不利影響。

最后, 視頻咨詢雖然有其特殊之處, 但仍然通過這些共同要素產生了與線下面詢相當的咨詢效果。例如, 研究者認為在視頻咨詢中建立咨詢關系的關鍵是“臨場感” (presence) (Norwood et al., 2021; Simpson & Reid, 2014)。臨場感是指即使雙方身處不同的地方, 仍然感覺像是在同一個空間或環境中。許多研究都描述了咨詢師和當事人在視頻咨詢中的臨場感, 他們甚至忘記彼此不在同一個房間里, 完全沉浸于咨詢過程中, 這種體驗使共情得以發展, 并促進咨詢關系的建立(Simpson & Reid, 2014)。再比如, 視頻咨詢最令人擔心的一點是某些線索丟失可能會影響情緒的體驗和感知。但Thompson-de Benoit和Kramer (2020)根據夫妻情緒聚焦療法的臨床經驗得出, 即使隔著屏幕當事人仍然能夠在較深的層面上體驗情緒, 這又進一步提升了他們的關系質量。此外, 本研究中, 視頻咨詢的基本設置, 包括共同的預約過程、咨詢環境等, 都與線下面詢完全一致。咨詢背景或設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置能夠營造一種溫馨、安靜、充滿安全感的氛圍, 是心理咨詢產生效果的重要前提。

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行, 樣本量較大, 具有良好的生態效度。之前關于視頻咨詢的效果研究, 絕大多數是基于控制條件下的認知行為治療, 而在我們的研究中, 咨詢師的取向各異, 當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。第二, 本研究采用最新的分析方法, 采用隨機截距交叉滯后模型區分組內效應和組間效應, 結果支持了組內水平工作同盟與咨詢效果的相互預測關系, 為工作同盟裂痕?修復過程是視頻咨詢核心機制之一提供了新的證據。第三, 通過隨機截距交叉滯后模型的多組比較分析, 發現視頻咨詢與線下面詢具有同質性。以往研究要么只關注線下面詢或視頻咨詢其一, 要么只對視頻咨詢的特殊性進行理論分析, 但并未給出視頻咨詢與線下面詢異同的證據。本研究首次對線下面詢和視頻咨詢進行比較分析, 發現視頻咨詢和線下面詢在效果和作用機制上有同質性。

在實踐方面, 首先, 本研究通過基于真實臨床情境的大樣本數據, 為視頻咨詢的有效性提供了證據, 提示心理咨詢的實務工作者可發揮視頻咨詢的優勢, 克服時間、空間不便, 從而幫助更多有心理咨詢需求的當事人。其次, 就具體的咨詢過程而言, 在進行視頻咨詢時, 咨詢師應當更加重視工作同盟的建立以及同盟裂痕的修復。尤其在首次咨詢中, 咨詢師需要與當事人就視頻咨詢可能存在的問題進行探討, 幫助當事人更快適應視頻咨詢的新形式。最后, 本研究也為如何進行最佳的視頻咨詢有所指引。本研究的設計表明, 視頻咨詢的設置非常重要, 與線下面詢相近的設置更有利于產生與線下面詢相當的咨詢效果。這些為如何進行有效的視頻咨詢提供了最佳的循證實踐證據(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據, 都是心理困擾相對較輕的當事人, 而且大學生對互聯網的使用比較熟悉, 這或許是視頻咨詢中線索丟失影響不大的原因之一, 結論能否直接推廣到癥狀更嚴重的當事人或其他群體上仍需慎重考慮。另一方面, 非隨機對照研究的設計在一定程度上限制了研究結果的可靠性, 例如當事人本身的偏好、咨詢師經驗的影響, 這些都是本研究中存在的混淆因素。除此以外, 本研究主要關注視頻咨詢對工作同盟、咨詢效果及其關系的影響, 發現工作同盟的裂痕?修復過程同樣是視頻咨詢產生效果的機制之一, 但并沒有進一步探究視頻咨詢效果其它作用路徑。未來需要更多研究關注視頻咨詢的某些特殊機制以及線下面詢效果機制的在視頻咨詢中的特殊表現, 例如, 視頻咨詢的工作同盟建立、同盟裂痕?修復的關鍵技術(如“臨場感”)、當事人賦權以及咨詢師和當事人雙方對視頻咨詢的主動適應策略; 未來進一步的研究還可比較對心理困擾較重的當事人進行視頻咨詢是否會影響咨詢效果等等。

5 結論

本研究表明：(1)在癥狀相對較輕的高校大學生群體中, 視頻咨詢具有良好的咨詢效果, 且與線下面詢的效果相當; (2)類似地, 視頻咨詢也能夠建立相對穩固的工作同盟, 進而影響咨詢效果; (3)視頻咨詢中存在工作同盟裂痕?修復過程, 這一過程是視頻咨詢的核心作用機制之一。基于自然情境的臨床實踐, 本研究為視頻咨詢的有效性提供了新的證據, 提示具有巨大便利性的視頻咨詢, 具有靈活應用于多種場景的潛力, 可為心理健康服務尋求者提供及時和有效的心理幫助。

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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

* 國家社會科學基金重大項目資助(編號: 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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