咨詢會(huì)談中的人際互補(bǔ)及其與工作同盟、咨詢效果的關(guān)系*

倪 聰 朱 旭 江光榮 林秀彬 于麗霞 梁煥萍

咨詢會(huì)談中的人際互補(bǔ)及其與工作同盟、咨詢效果的關(guān)系

倪 聰朱 旭江光榮林秀彬于麗霞梁煥萍

(湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院心理健康教育中心, 武漢 430205) (華中師范大學(xué)心理學(xué)院, 湖北省人的發(fā)展與心理健康重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室;華中師范大學(xué)心理健康教育中心;華中師范大學(xué)醫(yī)院, 武漢 430079)

Leary的人際理論將人際互動(dòng)行為劃分為“情感”和“控制”兩個(gè)維度, 互動(dòng)雙方在情感維度的一致性和控制維度的互補(bǔ)性統(tǒng)稱為人際互補(bǔ)。為探究心理咨詢過程中人際互補(bǔ)的發(fā)展趨勢(shì)及其與工作同盟、咨詢效果的關(guān)系, 采用電腦操縱桿方法, 編制《咨詢會(huì)談人際互補(bǔ)行為評(píng)分手冊(cè)》, 對(duì)16個(gè)個(gè)案的48個(gè)心理咨詢會(huì)談錄像進(jìn)行評(píng)估。結(jié)果表明：有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師在咨詢前期的情感軸一致性高于中期和后期, 在咨詢后期的控制軸互補(bǔ)性高于前期和中期, 新手咨詢師的情感軸一致性和控制軸互補(bǔ)性均無(wú)階段性差異; 咨詢中期的情感軸一致性負(fù)向預(yù)測(cè)工作同盟和會(huì)談深度; 情感軸一致性呈高?低?高發(fā)展趨勢(shì)的個(gè)案咨詢效果更好。結(jié)論：心理咨詢的人際互補(bǔ)三階段模型得到一定程度的支持, 其作用機(jī)制有待進(jìn)一步驗(yàn)證。

人際互補(bǔ); 工作同盟; 咨詢效果; 電腦操縱桿

1 引言

Leary (1957)最早提出人際環(huán)形模型(Interpersonal Circumplex, IPC), 該模型是由兩個(gè)正交的坐標(biāo)軸組成的環(huán)形, 橫軸代表情感維度(affiliation), 兩極分別為友好和敵意, 縱軸代表控制維度(dominance), 兩極分別為控制和順從。人際互動(dòng)雙方的行為在人際環(huán)形中相互匹配的程度稱為人際互補(bǔ)(interpersonal complementarity)。Carson (1969)將人際互補(bǔ)定義為：人際互動(dòng)雙方在情感軸上的行為相似, 即一方友好另一方也友好, 一方敵意另一方也敵意, 表現(xiàn)出一致性(correspondence); 在控制軸上相反, 即一方控制另一方順從, 表現(xiàn)出互補(bǔ)性(reciprocity)。情感軸一致性和控制軸互補(bǔ)性統(tǒng)稱為人際互補(bǔ)原則。

已有關(guān)于普通人際互動(dòng)以及室友、師生、夫妻等特定關(guān)系的人際互動(dòng)研究均證實(shí)了人際互補(bǔ)原則的存在(Lizdek, Woody, Sadler, & Rehman, 2016; Markey, Lowmaster, & Eichler, 2010; Markey, & Kurtz, 2006; Pennings et al., 2014)。在不同類型的人際互動(dòng)過程中, 互補(bǔ)性呈現(xiàn)出不同的發(fā)展趨勢(shì)。Dermody, Thomas, Hopwood, Durbin和Wright (2017)發(fā)現(xiàn)在夫妻雙方的互動(dòng)中, 情感軸一致性逐漸增加, 控制軸互補(bǔ)性則呈現(xiàn)高低交替循環(huán)的模式。師生互動(dòng)中互補(bǔ)性變化受關(guān)系滿意度影響(Pennings et al., 2018)。研究還發(fā)現(xiàn)情感軸與理論假設(shè)并不完全一致, 以友好回應(yīng)敵意的互動(dòng)出現(xiàn)頻率很高(Tracey, 2004)。于是Horowitz等人(2006)對(duì)人際互補(bǔ)理論進(jìn)行了修正, 認(rèn)為情感軸應(yīng)使用“冷漠” (indifferent)代替“敵意” (hostile), 因?yàn)閺男袨榈膭?dòng)機(jī)來(lái)看, 冷漠行為在邀請(qǐng)冷漠行為, 而敵意行為并不一定邀請(qǐng)敵意行為。

Tracey和Ray (1984)提出了心理治療的人際互補(bǔ)三階段模型, 認(rèn)為成功的治療須經(jīng)歷三個(gè)階段：初期高的互補(bǔ)關(guān)系, 中期不互補(bǔ)關(guān)系的出現(xiàn), 末期新的互補(bǔ)關(guān)系的建立, 即咨詢師和當(dāng)事人的人際互補(bǔ)水平呈高?低?高的U形發(fā)展趨勢(shì)。三階段模型得到了不少實(shí)證研究的支持。在Tracey, Sherry和Albright (1999)的研究中, 20名當(dāng)事人接受限時(shí)的認(rèn)知行為治療(每人限制6次會(huì)談), 通過分層線性模型分析, 發(fā)現(xiàn)咨詢效果好的咨詢?cè)诔跗诨パa(bǔ)水平高, 后來(lái)下降, 最后再次升高, 但末期的互補(bǔ)水平低于初期。Altenstein, Krieger和Grosse Holtforth (2013)對(duì)抑郁癥患者的認(rèn)知行為治療過程進(jìn)行研究, 選取治療中間階段最具代表性的會(huì)談作為評(píng)估對(duì)象, 首次在單次會(huì)談中驗(yàn)證了U形互補(bǔ)曲線的存在。然而, 情感維度曲線的二次系數(shù)非常小, U形曲線很難被直觀感知, 因此情感軸一致性是否符合高?低?高的發(fā)展趨勢(shì)還有待進(jìn)一步驗(yàn)證。Dietzel和Abeles (1975)發(fā)現(xiàn)在治療早期和后期, 成功的心理治療中互補(bǔ)行為的數(shù)量和不成功的心理治療無(wú)顯著差別, 但在治療中期, 成功的心理治療中互補(bǔ)行為的數(shù)量顯著少于不成功的心理治療。有研究使用社會(huì)行為結(jié)構(gòu)分析法研究暴食癥女性團(tuán)體治療過程, 發(fā)現(xiàn)在治療早期治療師和當(dāng)事人較高的互補(bǔ)水平有利于治療后癥狀的減少(Maxwell et al., 2012)。Tracey, Bludworth和Glidden-Tracey (2012)同時(shí)對(duì)治療過程和督導(dǎo)過程進(jìn)行研究, 證實(shí)了人際互補(bǔ)平行過程的存在, 即人際互補(bǔ)的高?低?高U形曲線同時(shí)存在于督導(dǎo)師?咨詢師、咨詢師?當(dāng)事人的互動(dòng)過程中, 并且U形發(fā)展模式能預(yù)測(cè)好的治療效果。

Bernier和Dozier (2002)使用矯正性情緒體驗(yàn)(corrective emotional experience)來(lái)解釋非互補(bǔ)互動(dòng)的治療意義。矯正性情緒體驗(yàn)是一個(gè)經(jīng)驗(yàn)的再學(xué)習(xí)過程, 通過將當(dāng)事人暴露在新的咨詢關(guān)系中, 促進(jìn)當(dāng)事人產(chǎn)生與以往經(jīng)歷不一樣的體驗(yàn), 改變其僵化的人際模式(Teyber & McClure, 2000)。咨詢師非互補(bǔ)的回應(yīng)促使當(dāng)事人產(chǎn)生矯正性情緒體驗(yàn), 從而發(fā)展靈活的人際策略。

三階段模型也受到了一些研究者的質(zhì)疑。Friedlander (1993)認(rèn)為并非所有的當(dāng)事人都需要改變不良人際關(guān)系, 故成功案例的互補(bǔ)性不一定呈三階段趨勢(shì)。在治療早期高互補(bǔ)性標(biāo)志著咨詢關(guān)系的建立, 但是隨后并不一定出現(xiàn)降低趨勢(shì)(Thompson, Hill, & Mahalik, 1991)。臨床實(shí)踐中運(yùn)用非互補(bǔ)回應(yīng)時(shí)應(yīng)謹(jǐn)慎, 否則可能破壞咨詢關(guān)系, 甚至導(dǎo)致當(dāng)事人脫落。

人際互補(bǔ)與咨詢師的經(jīng)驗(yàn)、工作同盟等因素有關(guān)。Tracey和Hays (1989)對(duì)經(jīng)驗(yàn)不同的三類咨詢師(學(xué)生咨詢師、有1年以上經(jīng)驗(yàn)的實(shí)習(xí)咨詢師和博士咨詢師)進(jìn)行研究, 發(fā)現(xiàn)經(jīng)驗(yàn)越豐富的咨詢師人際互補(bǔ)性越低。董艷寧(2015)發(fā)現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師的會(huì)談中情感一致性低于新手咨詢師, 在控制軸的互補(bǔ)性則無(wú)顯著差異。Kiesler (1983)認(rèn)為在治療初期為建立穩(wěn)固的工作同盟, 治療師可能會(huì)被當(dāng)事人“勾住” (hooked), 即以互補(bǔ)方式回應(yīng)當(dāng)事人僵化的不適應(yīng)行為。Kiesler和Watkins (1989)發(fā)現(xiàn)在治療早期, 人際互補(bǔ)和當(dāng)事人、咨詢師評(píng)定的工作同盟都存在正相關(guān)。Chen和Bernstein (2000)發(fā)現(xiàn)在督導(dǎo)會(huì)談中, 高工作同盟組比低工作同盟組的人際互補(bǔ)水平更高。也有研究發(fā)現(xiàn)人際互補(bǔ)并不能預(yù)測(cè)工作同盟(Altenstein et al., 2013; Watson, Daffern, & Thomas, 2017)。之所以出現(xiàn)不一致的結(jié)論, 除了治療階段、當(dāng)事人的特點(diǎn)等其他變量的干擾, 還可能和人際互補(bǔ)水平的測(cè)量方法有關(guān)。

人際互補(bǔ)水平的測(cè)量方法總體上分為三種：特質(zhì)水平評(píng)估、聚合情景評(píng)估和行為交叉評(píng)估(Tracey, 2004)。特質(zhì)水平評(píng)估代表個(gè)體固定的、不受外界影響的行為傾向; 聚合情景評(píng)估關(guān)注個(gè)體在特定的關(guān)系或情境中表現(xiàn)出來(lái)的行為; 行為交叉評(píng)估則以行為序列為單位, 評(píng)估一個(gè)先前的行為和它所誘發(fā)的行為反應(yīng)之間的關(guān)系。行為交叉評(píng)估能捕捉互動(dòng)的實(shí)時(shí)變化, 但操作起來(lái)費(fèi)時(shí)費(fèi)力。研究結(jié)果的不一致往往與三種測(cè)量水平的混淆有關(guān)。Sadler, Ethier, Gunn, Duong和Woody (2009)開發(fā)的電腦操縱桿方法(computer-joystick method)為人際互補(bǔ)的研究方法帶來(lái)了突破。電腦操縱桿方法將實(shí)時(shí)發(fā)生的行為看作連續(xù)流動(dòng)的過程, 能展現(xiàn)雙方互動(dòng)的協(xié)調(diào)性隨著時(shí)間變化的軌跡。該方法還被廣泛用于其他研究領(lǐng)域, 如情緒二維結(jié)構(gòu)的測(cè)量(Sharma, Castellini, Stulp, & van den Broek, 2017)。

雖然心理咨詢與治療領(lǐng)域的人際互補(bǔ)研究已取得不少成果, 但仍面臨研究方法上的局限。首先, 研究者們對(duì)人際行為的編碼標(biāo)準(zhǔn)存在爭(zhēng)議。有研究者認(rèn)為評(píng)估者應(yīng)保持客觀, 避免主觀推測(cè)(Benjamin, 1979; Heller, Meyers, & Kline, 1963; Sadler et al., 2009); 有研究者則強(qiáng)調(diào)評(píng)估者應(yīng)分析人際行為背后的動(dòng)機(jī)(Horowitz et al., 2006)?；蛟S最大的困難在于如何在外顯行為和內(nèi)隱動(dòng)機(jī)之間找到恰當(dāng)?shù)钠胶恻c(diǎn)。其次, 沒有針對(duì)心理咨詢過程的編碼工具。已有研究都采用普通的人際互動(dòng)編碼標(biāo)準(zhǔn)研究咨詢過程, 未考慮咨詢過程與普通人際互動(dòng)的區(qū)別。Kiesler (1983)雖提出人際互動(dòng)清單和心理治療互動(dòng)清單加以區(qū)分, 但二者結(jié)構(gòu)一模一樣, 只是心理治療互動(dòng)清單中的互動(dòng)雙方被改為了咨詢師和當(dāng)事人。人際互動(dòng)清單本身也因條目數(shù)過多且表述含糊, 運(yùn)用并不廣泛。最后, 情感軸評(píng)分一致性普遍較低。研究中的控制軸評(píng)分一致性達(dá)到了0.70以上, 而情感軸評(píng)分一致性在0.32~0.40之間(Altenstein et al., 2013; Dermody et al., 2017; 董艷寧, 2015)。一方面, 咨詢中的情感成分除了包含咨詢師和當(dāng)事人之間的信任、友好成分, 還包含雙方在會(huì)談中被喚起的情感; 另一方面, 咨詢師和當(dāng)事人的角色不對(duì)等, 無(wú)法用同樣的標(biāo)準(zhǔn)衡量咨詢師和來(lái)訪者的情感投入程度。

綜上所述, 本研究 將在國(guó)內(nèi)首次檢驗(yàn)心理治療中的人際互補(bǔ)三階段模型, 并通過研究其與咨詢師經(jīng)驗(yàn)、工作同盟和會(huì)談深度的關(guān)系, 對(duì)其起效機(jī)制進(jìn)行探索。同時(shí), 本研究將采用電腦操縱桿方法, 通過編制新的評(píng)分工具, 提高研究的評(píng)分者一致性。

2 研究方法

2.1 研究對(duì)象

采用G*Power 3.1軟件計(jì)算所需樣本量, 設(shè)參數(shù)? = 0.25, α= 0.05, 1 ? β = 0.8, 分組數(shù) = 2, 重復(fù)測(cè)量次數(shù)= 3, 各水平之間的相關(guān)系數(shù) = 0, 計(jì)算得到最低樣本量為44, 所需實(shí)驗(yàn)對(duì)象為44 / 3 = 14.7人。從某高校心理咨詢中心的“指導(dǎo)性研究”數(shù)據(jù)庫(kù)中選擇聲音和畫面清晰的會(huì)談錄像。為盡量呈現(xiàn)出咨詢過程的階段性, 選取已正常結(jié)案的、會(huì)談次數(shù)在4至8次的個(gè)案, 平均會(huì)談次數(shù)為5.8次。為保證會(huì)談的同質(zhì)性, 當(dāng)事人所咨詢的問題均為發(fā)展性問題, 無(wú)明顯精神障礙, 主訴包括拖延、缺乏自信、感情問題、焦慮情緒等。一共16名當(dāng)事人, 13名咨詢師, 3名咨詢師被選中兩個(gè)咨詢個(gè)案, 其余咨詢師每人被選中一個(gè)咨詢個(gè)案。考慮到來(lái)自同一咨詢師的樣本可能影響研究結(jié)果, 比較了剔除3個(gè)來(lái)自同一咨詢師的個(gè)案前后研究結(jié)果的變化(詳見結(jié)果部分), 未發(fā)現(xiàn)明顯差異。為保證樣本量, 提高統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力, 最終保留了來(lái)自同一咨詢師的個(gè)案。當(dāng)事人均為在校本科生或研究生, 男生5人, 女生11人, 年齡19至27歲,= 22.5歲,= 2.4歲。咨詢師中男性3人, 女性10人。咨詢師咨詢年限為0.5至7年,= 3,= 2.3。咨詢年限在3年以上的劃為有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師, 3年以下的劃為新手咨詢師。有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師6人, 平均咨詢年限5年, 新手咨詢師7人, 平均咨詢年限0.5年。咨詢師對(duì)自己的咨詢?nèi)∠蜻M(jìn)行5級(jí)評(píng)定, 平均分從高到低分別為以人為中心取向(4.25)、認(rèn)知行為取向(3.00)和心理動(dòng)力取向(2.50), 說明咨詢師的取向以以人為中心流派為主。

以往研究中一般以單次會(huì)談錄像的10分鐘作為評(píng)估對(duì)象, 本研究根據(jù)個(gè)案的會(huì)談次數(shù), 分別截取每個(gè)個(gè)案第一次會(huì)談中間15分鐘、會(huì)談總時(shí)長(zhǎng)(對(duì)個(gè)案從第一次到最后一次的會(huì)談時(shí)長(zhǎng)求和)的中間15分鐘、最后一次會(huì)談中間15分鐘作為咨詢的前、中、后三個(gè)階段, 對(duì)所選時(shí)段的錄像逐一評(píng)估。

2.2 測(cè)量工具

2.2.1 操縱桿裝置

本研究采用微軟公司研發(fā)的力反饋搖桿, 將搖桿連接到windows 7操作系統(tǒng)。安裝操縱桿監(jiān)控程序 (joymon6.exe) (http://www.wlu.ca/science/psadler),將x軸標(biāo)記情感軸, 最左端設(shè)置為冷漠, 最右端設(shè)置為友好, y軸為控制軸, 最下端設(shè)置為順從, 最上端設(shè)置為控制, 如圖1。x軸和y軸的刻度極小值為–1000, 極大值為1000。評(píng)估者一邊看會(huì)談錄像, 一邊移動(dòng)搖桿(如圖2所示), 其對(duì)應(yīng)的點(diǎn)被呈現(xiàn)在笛卡爾坐標(biāo)中, 軟件默認(rèn)為每0.5秒記錄一個(gè)點(diǎn)。評(píng)估者需將手肘固定在桌面上, 依靠手腕和手臂的力量移動(dòng)操縱桿, 力量與移動(dòng)速度都要適中。判斷操縱桿當(dāng)前所在位置的依據(jù)除了視覺信息(屏幕上的點(diǎn)), 還有觸覺信息(操縱桿離坐標(biāo)中心越遠(yuǎn), 移動(dòng)它所需的力度越大)。

圖1 操縱桿監(jiān)控程序界面

圖2 電腦操縱桿裝置示意圖

2.2.2 工作同盟問卷簡(jiǎn)版修訂版

工作同盟問卷簡(jiǎn)版修訂版(WAI-SR; Hatcher & Gillaspy, 2006)由12個(gè)項(xiàng)目組成, 包括情感聯(lián)結(jié)、任務(wù)一致和目標(biāo)一致3個(gè)維度, 每維度4個(gè)項(xiàng)目。采用Likert 5級(jí)評(píng)分, 分?jǐn)?shù)越高表示同盟越好。咨詢師和當(dāng)事人雙方在每次會(huì)談結(jié)束后作答。在本研究中, 當(dāng)事人三個(gè)維度的α系數(shù)為0.74~0.84, 總分為0.89; 咨詢師三個(gè)維度的α系數(shù)為0.66~0.86, 總分為0.92。

2.2.3 會(huì)談效果問卷

會(huì)談效果問卷(Session Evaluation Questionnaire, SEQ) (Stiles & Snow, 1984)由21對(duì)雙極形容詞組成, 采用Likert 7級(jí)評(píng)分。包括會(huì)談深度、會(huì)談順暢性、會(huì)談積極性和會(huì)談喚醒度4個(gè)維度。咨詢師和當(dāng)事人雙方在每次會(huì)談結(jié)束后作答。本研究?jī)H使用會(huì)談深度數(shù)據(jù), 當(dāng)事人評(píng)定的會(huì)談深度α系數(shù)為0.77, 咨詢師為0.82。

2.2.4 咨詢效果問卷

使用Outcome Questionnaire-45 (OQ-45) (Lambert & Hawkins, 2004)測(cè)量治療效果。OQ-45由45道自陳項(xiàng)目組成, 包括癥狀困擾、人際關(guān)系和社會(huì)角色三個(gè)維度。采用Likert 5級(jí)評(píng)分, 分?jǐn)?shù)越高表示個(gè)體狀態(tài)越差。當(dāng)事人在咨詢開始前和咨詢結(jié)束1周后填寫問卷, 評(píng)定自己在最近1周內(nèi)的狀態(tài)。本研究中總分的α系數(shù)為0.87。

2.3 研究程序

2.3.1 評(píng)分手冊(cè)的編制與評(píng)估者的培訓(xùn)

根據(jù)修正的人際互補(bǔ)理論(Horowitz et al., 2006), 使用“控制” “順從” “冷漠” “友好”分別代表控制和情感維度的4個(gè)端點(diǎn)?？刂戚S–5到5表示從極端順從到極端控制, 情感軸–5到5表示從極端冷漠到極端友好。對(duì)于咨詢師, 解釋、指導(dǎo)、質(zhì)對(duì)等影響性技巧歸為控制一端的行為; 復(fù)述、鼓勵(lì)、傾聽等傾聽性技巧歸為順從一端的行為; 共情屬于友好一端的行為; 冷漠一端的行為主要依據(jù)咨詢師的語(yǔ)音語(yǔ)調(diào)、肢體動(dòng)作等非言語(yǔ)行為的變化, 如轉(zhuǎn)移視線、嘆氣、低頭做記錄、身體往后躺等。對(duì)于當(dāng)事人, 控制一端表示對(duì)會(huì)談方向的掌控, 例如發(fā)起某個(gè)主題, 希望對(duì)方配合自己; 順從一端意味著跟隨對(duì)方的話題, 給予相應(yīng)的回應(yīng)或認(rèn)可; 根據(jù)會(huì)談深度的三維模型(朱旭, 江光榮, 2010), 當(dāng)談話內(nèi)容越是觸及個(gè)人、集中于情緒感受、聚焦于此時(shí)此刻, 互動(dòng)層次越深, 代表當(dāng)事人偏向友好一端; 相反, 談?wù)撋鐣?huì)現(xiàn)象、理智化或遠(yuǎn)離當(dāng)下則屬于偏冷漠的行為。

招募兩名心理咨詢方向的碩士研究生作為評(píng)估者(不了解人際互補(bǔ)理論及本研究的目的, 對(duì)會(huì)談中的咨詢師和當(dāng)事人不熟悉, 且無(wú)咨詢實(shí)踐經(jīng)驗(yàn))。兩位評(píng)估者根據(jù)初始評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)對(duì)會(huì)談錄像(不包括正式研究數(shù)據(jù))進(jìn)行評(píng)估, 每次評(píng)估后研究者通過互相關(guān)(cross-correlations)計(jì)算評(píng)分一致性, 評(píng)估者針對(duì)有疑問的地方進(jìn)行討論。為保證評(píng)估的有效性, 評(píng)估的時(shí)間每天不超過2小時(shí)。經(jīng)過大約3周的評(píng)估和討論, 評(píng)分一致性穩(wěn)定在可以接受的范圍內(nèi)(達(dá)到0.5以上), 說明對(duì)評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)基本達(dá)成共識(shí), 得到最終的《咨詢會(huì)談人際互補(bǔ)行為評(píng)分手冊(cè)》。

2.3.2 正式評(píng)估

每個(gè)會(huì)談錄像中的咨詢師和當(dāng)事人被單獨(dú)分開且不連續(xù)評(píng)估, 48個(gè)會(huì)談錄像共需評(píng)估96次, 兩名評(píng)估者隨機(jī)評(píng)估一半的數(shù)量。為檢驗(yàn)評(píng)估的客觀性, 在所有被評(píng)會(huì)談中隨機(jī)抽取3個(gè)讓另一位評(píng)估者再次評(píng)估, 通過互相關(guān)檢驗(yàn)評(píng)分一致性, 結(jié)果顯示控制軸評(píng)分一致性為0.59~0.85, 情感軸評(píng)分一致性為0.51~0.75。Sadler等(2009)認(rèn)為用電腦操縱桿評(píng)估互補(bǔ)行為時(shí), 采用互相關(guān)計(jì)算評(píng)分一致性追求的指標(biāo)為0.35~0.40或更高。本研究中電腦操縱桿方法的評(píng)分信度有明顯提升。

2.4 數(shù)據(jù)處理

以會(huì)談作為數(shù)據(jù)分析的基本單位。為保證數(shù)據(jù)的有效性, 剔除每段評(píng)估錄像前后15秒的數(shù)據(jù)。采用兩種方法計(jì)算人際互補(bǔ)水平：(1)絕對(duì)值, 情感軸一致性 = |當(dāng)事人情感 – 咨詢師情感|, 控制軸互補(bǔ)性 = |當(dāng)事人控制 + 咨詢師控制|。Altenstein等人(2013)使用該方法計(jì)算每個(gè)時(shí)刻的互補(bǔ)水平, 本研究將每個(gè)時(shí)刻的互補(bǔ)值平均, 得到每個(gè)會(huì)談的互補(bǔ)性, 分別用情感軸一致性、控制軸互補(bǔ)性表示, 數(shù)值越小(接近“0”), 表明情感軸一致性越高, 控制軸互補(bǔ)性越高。(2)互相關(guān)(cross-correlation), 用于分析兩列時(shí)間序列的相關(guān), 已在人際互補(bǔ)領(lǐng)域的研究中得到廣泛運(yùn)用(Slader, et al., 2009; Thomas, Hopwood, Woody, Ethier, & Sadler, 2014)。通過分析每個(gè)會(huì)談中咨詢師和當(dāng)事人的互相關(guān)關(guān)系圖和序列圖, 選取適當(dāng)?shù)倪t滯數(shù)(lag)使互相關(guān)系數(shù)取最大值, 分別用情感軸一致性、控制軸互補(bǔ)性表示。情感軸一致性為正值, 數(shù)值越大, 情感軸一致性越高; 控制軸互補(bǔ)性為負(fù)值, 數(shù)值越小, 控制軸互補(bǔ)性越高。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

數(shù)據(jù)庫(kù)中缺失咨詢前期(第一次會(huì)談)的工作同盟和會(huì)談效果數(shù)據(jù), 咨詢中期和后期人際互補(bǔ)、工作同盟和會(huì)談深度的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)結(jié)果見表1。

剔除來(lái)自同一咨詢師的個(gè)案后, 各變量間的相關(guān)顯著性基本保持一致, 只有后期咨詢師和當(dāng)事人會(huì)談深度的相關(guān)由0.52的顯著相關(guān)變?yōu)?.54的不顯著相關(guān), 這一變化可能和樣本量的減少有關(guān)。采用Matlab 7.0軟件的corr2函數(shù)對(duì)刪除來(lái)自同一咨詢師的個(gè)案前后兩個(gè)相關(guān)矩陣進(jìn)行比較, 發(fā)現(xiàn)兩個(gè)相關(guān)矩陣高度相似。

3.2 情感軸一致性

情感軸互相關(guān)系數(shù)平均值為0.20, 單樣本檢驗(yàn)顯示,(47) = 7.17,< 0.001, 即當(dāng)事人和咨詢師在情感軸呈顯著正相關(guān), 表現(xiàn)出一致性。以情感軸一致性為因變量, 咨詢師經(jīng)驗(yàn)和咨詢階段為自變量, 進(jìn)行2×3的兩因素混合設(shè)計(jì)方差分析。結(jié)果顯示, 咨詢師經(jīng)驗(yàn)的主效應(yīng)不顯著,(1, 30)= 1.85,= 0.196, η= 0.116; 咨詢階段的主效應(yīng)不顯著,(2, 30) = 1.71,= 0.200, η= 0.109; 交互效應(yīng)邊緣顯著,(2, 30) = 3.07,= 0.062, η= 0.180。如圖3所示, 有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師在咨詢前期情感軸一致性高于中期和后期(= 0.059), 即情感軸一致性呈現(xiàn)高?低變化趨勢(shì), 新手咨詢師則無(wú)顯著差異(= 0.183)。

以情感軸一致性為因變量進(jìn)行方差分析, 結(jié)果顯示, 咨詢階段的主效應(yīng)顯著,(2, 30) = 3.96,= 0.031, η= 0.220; 咨詢師經(jīng)驗(yàn)的主效應(yīng)不顯著,(1, 30) = 0.06,= 0.818, η= 0.004; 交互效應(yīng)不顯著,(1, 30) = 0.60,= 0.558, η= 0.041。多重比較檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)前期情感軸一致性(= 36.10,= 6.77)和后期情感軸一致性(= 66.25,= 20.11)顯著低于中期(= 91.11,= 16.33), 即情感軸一致性呈高?低?高變化趨勢(shì)(情感軸一致性數(shù)值越小, 互補(bǔ)性越高)。剔除屬于同一咨詢師的個(gè)案后, 情感軸一致性的方差分析結(jié)果保持不變。

表1 人際互補(bǔ)、工作同盟、會(huì)談深度的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)矩陣(n = 16)

注：**< 0.01, *< 0.05; C = 情感軸一致性, R = 控制軸互補(bǔ)性, WA = 工作同盟, D = 會(huì)談深度。

圖3 咨詢師經(jīng)驗(yàn)與咨詢階段對(duì)情感軸一致性影響的交互作用

3.3 控制軸互補(bǔ)性

控制軸互相關(guān)系數(shù)平均值為–0.60, 單樣本檢驗(yàn)顯示,(47) = –29.71,< 0.001, 即當(dāng)事人和咨詢師在控制軸呈顯著負(fù)相關(guān), 表現(xiàn)出互補(bǔ)性。以控制軸互補(bǔ)性為因變量, 咨詢師經(jīng)驗(yàn)和咨詢階段為自變量, 進(jìn)行2×3的兩因素混合設(shè)計(jì)方差分析, 主效應(yīng)與交互效應(yīng)均不顯著。以控制軸互補(bǔ)性為因變量指標(biāo), 結(jié)果顯示, 咨詢師經(jīng)驗(yàn)的主效應(yīng)不顯著,(1, 30) = 1.92,= 0.187, η= 0.121; 咨詢階段的主效應(yīng)不顯著,(2, 30) = 2.59,= 0.093, η= 0.156; 交互效應(yīng)顯著,(2, 30) = 3.78,= 0.035, η= 0.213, 見圖4。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 新手咨詢師在咨詢前、中、后期控制軸互補(bǔ)性無(wú)顯著差異,(2, 30) = 2.43,= 0.106, η= 0.14; 有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師則存在顯著差異,(2, 30) = 4.15,= 0.026, η= 0.22。具體而言, 咨詢后期控制軸互補(bǔ)性顯著低于前期和中期, 即有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師控制軸互補(bǔ)性呈現(xiàn)由低到高的趨勢(shì)(控制軸互補(bǔ)性數(shù)值越小, 互補(bǔ)性越高)。

圖4 咨詢師經(jīng)驗(yàn)與咨詢階段對(duì)控制軸互補(bǔ)性影響的交互作用

剔除屬于同一咨詢師的個(gè)案后, 控制軸互補(bǔ)性的方差分析結(jié)果基本保持一致, 只有咨詢師經(jīng)驗(yàn)和咨詢階段對(duì)控制軸互補(bǔ)性的交互作用從顯著變?yōu)檫吘夛@著,(2, 30) = 2.94,= 0.074, η= 0.211。顯著性的改變可能與樣本量減少有關(guān)。

3.4 人際互補(bǔ)與工作同盟

數(shù)據(jù)庫(kù)中缺失咨詢前期(第一次會(huì)談)的工作同盟數(shù)據(jù)。分別以中期和后期的工作同盟為因變量, 情感軸一致性和控制軸互補(bǔ)性為自變量進(jìn)行分組回歸分析, 發(fā)現(xiàn)后期工作同盟的回歸模型不顯著, 中期工作同盟的回歸模型顯著, 情感軸一致性進(jìn)入回歸方程, 回歸系數(shù)β = 0.722, 回歸變異解釋了總變異的52.1%。以工作同盟為因變量不能建立回歸模型。

在咨詢中期, 情感軸一致性正向預(yù)測(cè)工作同盟, 即情感軸一致性越低, 當(dāng)事人評(píng)定的工作同盟越好。分組回歸的結(jié)果說明, 在不同的咨詢階段人際互補(bǔ)對(duì)工作同盟的預(yù)測(cè)作用不同, 即人際互補(bǔ)對(duì)工作同盟的影響受咨詢階段的調(diào)節(jié)。剔除來(lái)自同一咨詢師的個(gè)案后, 工作同盟對(duì)人際互補(bǔ)的線性回歸結(jié)果無(wú)顯著變化。

3.5 人際互補(bǔ)與會(huì)談深度

數(shù)據(jù)庫(kù)中缺失第一次會(huì)談的會(huì)談效果數(shù)據(jù), 分別以中期和后期的會(huì)談深度、會(huì)談深度為因變量, 情感軸一致性和控制軸互補(bǔ)性為自變量進(jìn)行多元線性回歸分析, 后期回歸模型不顯著, 中期回歸模型顯著, 結(jié)果見表2。

在咨詢中期, 情感軸一致性正向預(yù)測(cè)會(huì)談深度, 情感軸一致性負(fù)向預(yù)測(cè)會(huì)談深度, 即情感軸一致性越低, 咨訪雙方均認(rèn)為會(huì)談越深入。與工作同盟一樣, 人際互補(bǔ)對(duì)會(huì)談深度的影響也受咨詢階段的調(diào)節(jié)。剔除來(lái)自同一咨詢師的個(gè)案后, 會(huì)談深度對(duì)人際互補(bǔ)的線性回歸結(jié)果無(wú)顯著變化。

3.6 人際互補(bǔ)的發(fā)展趨勢(shì)與咨詢效果

采用聚類分析方法探索人際互補(bǔ)的發(fā)展趨勢(shì)。以三個(gè)階段的情感軸一致性為聚類變量, 用組間聯(lián)結(jié)法進(jìn)行層次聚類?？紤]到注重變量值的變化模式而非大小差異, 故選用皮爾遜相關(guān)系數(shù)作為相似性測(cè)度, 聚為一組的個(gè)案在聚類變量上有相似的變化趨勢(shì)。結(jié)果顯示可以將所有個(gè)案分為兩類：呈現(xiàn)高?低?高三階段發(fā)展趨勢(shì)的9個(gè)個(gè)案(Ⅰ類)和非該趨勢(shì)的7個(gè)個(gè)案(Ⅱ類)。為檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性, 指定分類數(shù)為2, 采用迭代聚類法重新進(jìn)行聚類分析, 所得分類結(jié)果與層次聚類接近, 僅有兩個(gè)個(gè)案歸類不同, 說明聚類分析所得結(jié)果較穩(wěn)定, 最終保留兩類的分類結(jié)果。以情感軸一致性為聚類變量未發(fā)現(xiàn)明顯規(guī)律, 分析控制軸互補(bǔ)性發(fā)展趨勢(shì)也未發(fā)現(xiàn)明顯規(guī)律。

表2 咨詢中期會(huì)談深度對(duì)人際互補(bǔ)的線性回歸(n = 16)

為控制前測(cè)對(duì)后測(cè)咨詢效果的影響, 以結(jié)案時(shí)當(dāng)事人的OQ-45水平作為因變量, 初始OQ-45水平為自變量建立回歸方程。用回歸方程的預(yù)測(cè)值減結(jié)案時(shí)當(dāng)事人OQ-45的實(shí)際得分作為咨詢效果指標(biāo), 數(shù)值越大表示咨詢效果越好。對(duì)Ⅰ類和Ⅱ類個(gè)案的咨詢效果進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn), 結(jié)果顯示,(14) = 2.446,= 0.028, Cohen’= 0.44。Ⅰ類個(gè)案的咨詢效果(= 8.34,= 14.46)顯著高于Ⅱ類個(gè)案(= ?10.78,= 16.82), 即情感軸一致性呈高?低?高三階段發(fā)展趨勢(shì)的個(gè)案咨詢效果更好。

4 討論

4.1 咨詢師經(jīng)驗(yàn)對(duì)人際互補(bǔ)發(fā)展趨勢(shì)的影響

本研究發(fā)現(xiàn)不同經(jīng)驗(yàn)的咨詢師在咨詢過程中會(huì)呈現(xiàn)不同的人際互補(bǔ)發(fā)展趨勢(shì)。以絕對(duì)值作為情感軸一致性的指標(biāo), 前期和后期的情感軸一致性均顯著高于中期, 呈高?低?高趨勢(shì), 與人際互補(bǔ)三階段模型一致。使用互相關(guān)法計(jì)算情感軸一致性時(shí), 新手咨詢師情感軸一致性不存在階段性差異, 有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師在咨詢前期高于中期和后期, 呈高?低趨勢(shì)。

在控制軸, 新手咨詢師無(wú)階段性差異, 有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師咨詢后期的互補(bǔ)性顯著高于前期和中期, 呈低?高的趨勢(shì)。Altenstein等人(2013)發(fā)現(xiàn)與情感軸不同的是, 控制軸除了呈現(xiàn)高?低?高趨勢(shì)外, 在前期一小段時(shí)間內(nèi)有一個(gè)從低到高逐漸增加的趨勢(shì), 即出現(xiàn)一個(gè)“熱身”階段。本研究并沒有對(duì)個(gè)案的所有會(huì)談進(jìn)行評(píng)定, 很可能未能捕捉到“熱身”階段的增長(zhǎng)趨勢(shì), 導(dǎo)致前期互補(bǔ)性較低。導(dǎo)致高?低?高趨勢(shì)不明顯的原因還有可能是咨詢流派的差異, 如Tracey等(1999)的研究采用限制6次會(huì)談的認(rèn)知行為治療, 咨詢各階段的目標(biāo)和任務(wù)非常明確, 更容易表現(xiàn)出互補(bǔ)性差異, 而本研究的咨詢師以以人為中心取向?yàn)橹? 指導(dǎo)性較弱, 所以階段性并不明顯。

情感軸與控制軸的人際互補(bǔ)發(fā)展趨勢(shì)雖有差異, 但咨詢中期互補(bǔ)性較低這一結(jié)論是穩(wěn)定的。有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師互補(bǔ)性表現(xiàn)出階段性變化, 而新手咨詢師則傾向于保持不變。已有研究發(fā)現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師互補(bǔ)水平更低(董艷寧, 2015; Tracey & Hays, 1989), 本研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師在咨詢中期表現(xiàn)出更低的互補(bǔ)性。新手咨詢師更容易“迎合”當(dāng)事人有問題的人際模式, 與當(dāng)事人的互動(dòng)更接近普通的人際互動(dòng); 有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師則能適當(dāng)采取非互補(bǔ)的回應(yīng)方式, 促進(jìn)當(dāng)事人產(chǎn)生矯正性情緒體驗(yàn), 從而獲得領(lǐng)悟和治療改變。

4.2 人際互補(bǔ)與工作同盟

分組回歸分析發(fā)現(xiàn), 人際互補(bǔ)對(duì)工作同盟的影響受咨詢階段的調(diào)節(jié)。Altenstein等人(2013)采用電腦操縱桿方法發(fā)現(xiàn)情感軸一致性和控制軸互補(bǔ)性并不能預(yù)測(cè)工作同盟, 原因很可能是未考慮咨詢階段的影響。Kiesler和Watkins (1989)的研究發(fā)現(xiàn)在治療早期人際互補(bǔ)和工作同盟呈正相關(guān)。本研究發(fā)現(xiàn)在咨詢中期情感軸一致性正向預(yù)測(cè)工作同盟, 即情感軸一致性越低, 工作同盟越好。兩個(gè)結(jié)論相互補(bǔ)充, 說明在咨詢前期的高互補(bǔ)性和中期的低互補(bǔ)性有助于工作同盟的建立。

4.3 人際互補(bǔ)與會(huì)談深度

在咨詢中期, 情感軸一致性正向預(yù)測(cè)當(dāng)事人評(píng)定的會(huì)談深度, 情感軸一致性負(fù)向預(yù)測(cè)咨詢師評(píng)定的會(huì)談深度, 說明情感軸一致性越低, 會(huì)談越深入。這一結(jié)論與Bernier和Dozier (2002)的“非互補(bǔ)性互動(dòng)促進(jìn)矯正性情緒體驗(yàn)”觀點(diǎn)一致。此外, 在感到不被理解或不被關(guān)注時(shí), 當(dāng)事人認(rèn)為會(huì)談是淺顯的, 當(dāng)感到壓力較小、舒適的時(shí)候, 當(dāng)事人認(rèn)為會(huì)談更深入(Stiles et al., 1994), 也說明情感軸的互動(dòng)會(huì)影響會(huì)談深度。

4.4 人際互補(bǔ)與咨詢效果

本研究發(fā)現(xiàn)情感軸一致性呈高?低?高發(fā)展趨勢(shì)的個(gè)案咨詢效果更好, 支持人際互補(bǔ)三階段模型(Tracey & Ray, 1984), 但控制軸互補(bǔ)性未發(fā)現(xiàn)同樣的結(jié)果。雖然有學(xué)者采用矯正性情緒體驗(yàn)解釋三階段模型的治療機(jī)制, 但未有實(shí)證研究來(lái)檢驗(yàn)。本研究發(fā)現(xiàn)咨詢中期較低的人際互補(bǔ)性能預(yù)測(cè)更高的工作同盟、更深的會(huì)談深度。Altenstein等人(2013)發(fā)現(xiàn)互補(bǔ)性越低, 會(huì)談喚醒程度越高。據(jù)此, 可以對(duì)人際互補(bǔ)三階段模型的治療機(jī)制作初步假設(shè)：咨詢中期較低的互補(bǔ)性通過增加工作同盟和會(huì)談效果而促進(jìn)治療效果。

4.5 研究啟示、不足及展望

臨床實(shí)踐上, 人際互補(bǔ)理論可以作為對(duì)當(dāng)事人進(jìn)行概念化和制定咨詢目標(biāo)的依據(jù)。人際互補(bǔ)在咨詢過程中呈現(xiàn)階段性變化, 咨詢中期較低的人際互補(bǔ)對(duì)促進(jìn)工作同盟和咨詢效果具有重要意義。例如, 為建立治療關(guān)系, 咨詢師在咨詢前期通過互補(bǔ)的反應(yīng)“迎合”當(dāng)事人, 但隨著治療的進(jìn)行, 咨詢師開始采取非互補(bǔ)的回應(yīng)方式, 幫助當(dāng)事人覺察和反思自己的人際特點(diǎn), 產(chǎn)生矯正性情緒體驗(yàn), 最后建立更健康的人際互動(dòng)方式。未來(lái)還可以在人際互補(bǔ)的理論框架下對(duì)新手咨詢師進(jìn)行訓(xùn)練, 幫助咨詢師在咨詢過程中覺察自己和當(dāng)事人的互動(dòng)模式, 優(yōu)化干預(yù)策略。

本研究中電腦操縱桿評(píng)分一致性達(dá)到0.50以上, 為采用操縱桿方法及《咨詢會(huì)談人際互補(bǔ)行為評(píng)分手冊(cè)》進(jìn)行咨詢中的人際互補(bǔ)研究提供了支持證據(jù)。研究過程中發(fā)現(xiàn)電腦操縱桿方法的使用存在個(gè)人差異, 研究結(jié)果的不一致可能與這一因素有關(guān)。首先, 不同評(píng)估者移動(dòng)操縱桿的軌跡存在差異; 其次, 評(píng)估者的主觀偏好和性格特點(diǎn)影響評(píng)估結(jié)果。今后可通過適當(dāng)增加評(píng)估者人數(shù)增強(qiáng)研究結(jié)果的可靠性。本研究的人際行為評(píng)分手冊(cè)是從研究者的角度制定的, 未來(lái)也可以探索當(dāng)事人和咨詢師對(duì)人際互補(bǔ)經(jīng)驗(yàn)的理解并以此形成評(píng)估指標(biāo)。

本研究未發(fā)現(xiàn)控制軸互補(bǔ)性與工作同盟、咨詢效果等變量的關(guān)系, 可能因?yàn)榭刂戚S互補(bǔ)性普遍較高, 出現(xiàn)了“天花板效應(yīng)”。相較于情感軸, 控制軸的評(píng)分一致性更高, 而“天花板效應(yīng)”則提示控制軸的評(píng)估可能缺少敏感性, 難以捕捉到互動(dòng)的差異性。本研究未對(duì)個(gè)案的所有會(huì)談進(jìn)行評(píng)估, 只選取了前、中、后三個(gè)階段, 可能是導(dǎo)致人際互補(bǔ)高?低?高發(fā)展趨勢(shì)并不突出的原因。工作同盟在咨詢過程中會(huì)出現(xiàn)同盟破裂?修復(fù)片段(Stiles et al., 2004; 朱旭, 胡岳, 江光榮, 2015), 本研究采用單次會(huì)談的工作同盟數(shù)據(jù)得到的工作同盟與人際互補(bǔ)的關(guān)系需謹(jǐn)慎解釋。本研究采用互相關(guān)和絕對(duì)值兩種方法計(jì)算互補(bǔ)性, 結(jié)果不完全一致?；ハ嚓P(guān)法是計(jì)算時(shí)間序列數(shù)據(jù)的首選方法, 但對(duì)樣本量和數(shù)據(jù)要求較高, 本研究因樣本量和數(shù)據(jù)的局限采用絕對(duì)值法作為補(bǔ)充。

5 結(jié)論

有經(jīng)驗(yàn)的咨詢師的人際互補(bǔ)在情感軸和控制軸呈現(xiàn)階段性變化, 而新手咨詢師則保持不變。情感軸一致性呈高?低?高發(fā)展趨勢(shì)的個(gè)案咨詢效果更好, 心理咨詢的人際互補(bǔ)三階段模型得到一定程度的支持。咨詢中期較低的人際互補(bǔ)性能預(yù)測(cè)更高的工作同盟、更深的會(huì)談深度, 可能是人際互補(bǔ)三階段模型的起效機(jī)制。

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Interpersonal complementarity in counseling and its relationship with working alliance and therapeutic outcomes

NI Cong; ZHU Xu; JIANG Guangrong; LIN Xiubin; YU Lixia; LIANG Huanping

(Mental Health Education Center, Hubei University of Economics, Wuhan, 430205, China) (School of Psychology, Central China Normal University, Key Laboratory of Human Development and Mental Health of Hubei Province, Key Laboratory of Adolescent Cyberpsychology and Behavior (CCNU), Ministry of Education, Wuhan, 430079, China) (Mental Health Education Center, Central China Normal University, Wuhan, 430079, China) (The Hospital of Central China Normal University, Wuhan, 430079, China)

Leary’s circumplex model of interpersonal behavior categorizes the manifestation of personality in interpersonal interactions into two dimensions: affiliation (i.e., hostile-friendly) and control (i.e., dominant-submissive). Interpersonal complementarity refers to mutually adjusted and complementary behaviors along the affiliation and control dimensions during dyadic interactions, such that greater dominance in one partner invites greater submissiveness in the other (i.e., reciprocity) and greater friendliness invites greater friendliness (i.e., correspondence). The first aim of the study was to develop an assessment manual to reliably measure interpersonal complementarity using the computer joystick method. Using this innovative measurement method, the study tested the high-low-high pattern of interpersonal complementarity in early, middle and late stages of therapy sessions, and examined the relationships between interpersonal complementarity and therapists’ experience, working alliance, session depth and therapeutic outcomes.

Segments of early (first session), middle (sessions between first and last sessions), and late (last session) stages of session videos were selected from the “Directiveness Research” database from a university counseling center in central region of China. 48 selected segments were from 16 clients (5 male and 11 female) working with 13 therapists (3 male and 10 female) for 4 to 8 sessions (＝ 5.8). Using the, two well-trained raters performed joystick assessments of interpersonal complementarity. In addition, therapists and clients filled out WAI-SRand SEQ after each session, and clients filled out OQ-45 at the start of treatment and one week after termination.

The results showed that: (1) Therapists’ experience and counseling stage had an interactive effect on interpersonal complementarity. Specifically, experienced therapists (more than 3 years of experience) showed higher correspondence of affiliation in the early stage than that in the middle and late stages, and higher complementarity of dominance in the late stage than that in the early and middle stages. In contrast, novice therapists (less than 3 years of experience) showed no significant change in interpersonal complementarity over the three stages; (2) In the middle stage, the affiliation correspondence negatively predicted working alliance and interpersonal complementarity negatively predicted session depth; (3) The cases with a high-low-high pattern of affiliation correspondence tended to have better therapeutic outcomes.

Results provided partial support for the three-stage high-low-high model of interpersonal complementarity in psychotherapy. Findings help shed light on the underlying mechanism of the three-stage model of interpersonal complementarity, because lower interpersonal complementarity uniquely predicted greater working alliance and session depth in the middle stage of therapy.

interpersonal complementarity; working alliance; therapeutic outcomes; computer joystick

2019-02-01

* 青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室開放課題(2018A02), 教育部人文社科青年基金項(xiàng)目(14YJC190028), 國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大招標(biāo)項(xiàng)目(16ZDA232)資助。

朱旭, E-mail: xzhu@mail.ccnu.edu.cn

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10.3724/SP.J.1041.2020.00197