【摘 要】 从心理咨询过程研究视角，以 38 个会谈为对象，考察咨询师指导和当事人特质逆反对当事人阻抗的影响，并检验三者对工作同盟的影响。结果：指导正向预测阻抗，特质逆反则不能，二者的交互作用也不显著；阻抗负向预测工作同盟，指导则不能，二者的交互作用和中介作用都不显著，但阻抗的中介效应相对更大。结论：咨询师指导增加当事人阻抗；当事人阻抗破坏工作同盟，并在咨询师指导对工作同盟的影响过程中可能起中介作用。
【关键词】 阻抗 工作同盟 指导 特质逆反 心理咨询过程研究
阻抗是心理咨询与治疗的伴生现象 (Beutler, Rocco, Moleiro, & Talebi, 2001)，Bischoff 和Tracey(1995) 从跨理论的研究角度将其定义为“当事人在会谈中对咨询师、咨询过程或咨询师计划的任何公然或隐蔽的对抗行为”。众多研究证实，阻抗阻碍或破坏咨询，与咨询效果之间存在普遍的消极关系 ( 负相关 )(Beutler et al., 2001; Beutler, Moleiro, & Talebi, 2002; Chamberlain, Patterson, Reid, Kavanagh, & Forgatch, 1984)。但少数研究发现，相对低水平的阻抗与消极咨询效果正相关，适当水平的阻抗是积极咨询效果的调节因素 (Bischoff & Tracey, 1995)。主要可以从当事人和咨询师两个方面分析阻抗产生。就当事人变量而言，心理逆反受到了不少研究关注。
Brehm 和 Brehm(1981) 将其定义为“个体丧失自由或自由受到丧失威胁时产生的一种动机状态”( 即状态逆反)，旨在恢复自由。状态逆反被看作是阻抗的一种“极端原型形式”(Beutler et al., 2001)。另一些研究者提出了特质逆反，即“个体产生状态逆反的一种内部倾向”，是一种稳定的人格特质(Beutler & Clarkin, 1990; Miron & Brehm, 2006)。低水平逆反当事人更认可咨询师，而高水平逆反当事人在会谈中有更多“无表现”行为 (Johnson & Buboltz, 2000)和人际疏远行为 (Seibel & Dowd, 1999)。就咨询师变量而言，咨询师指导是“引导、指导或控制咨询会谈”及“挑战或对质当事人”的行为，容易造成当事人阻抗 (Bischoff & Tracey, 1995; Shechtman, 2004)；但少数研究发现，咨询师指导并不引起阻抗 (Watson & McMullen, 2005)，反而咨询师非指导造成当事人(尤其是高支配性者 ) 更多阻抗 (Hagebak & Parker,1969)。因此，考察咨询师指导对阻抗的影响时应考虑当事人变量。Beutler 和 Clarkin(1990) 提出咨询效果的“特质逆反—指导性”交互作用模型，即低逆反结合高指导、高逆反结合低指导带来积极咨询效果。不少研究支持该模型 (Beutler et al., 2001; Beutler et al., 2002)。结合该模型，基于阻抗与咨询效果之间普遍的消极关系，本研究假设 1：咨询师指导与特质逆反的交互作用影响阻抗，即咨询师指导越多，高水平逆反当事人阻抗越多，低水平逆反当事人阻抗越少。
作为咨询过程中的基本成分，工作同盟是咨询关系健康发展的保障，对咨询效果有着稳定的影响 (Horvath, 2006)。咨询师与当事人之间的合作和情感联结( 依恋) 是衡量工作同盟的两个核心成分( 朱旭,江光荣 , 2011b)。本研究假设 2：阻抗与工作同盟负相关。
当事人的人际能力与工作同盟关系密切。当事人对人友好或形成亲密关系的能力与工作同盟正相关，而人际关系不良、对人有敌意的当事人与咨询师建立工作同盟比较困难( 孙启武, 江光荣, 冯玉,2009)；回避型依恋的当事人在整个咨询过程中对工作同盟的评价都较低( 牛宏伟, 江光荣, 郝嘉佳,2013)。高水平逆反者对人缺乏亲密感和信任感，攻击性强，人际能力差( 王铭, 江光荣, 2008)。本研究假设 3：特质逆反与工作同盟负相关。
咨询师指导与工作同盟的关系尚不明确。Ackerman 和 Hilsenroth(2001) 指出，咨询师的一些指导性行为破坏工作同盟。Duan 等人 (2012) 却发现，中国咨询师会谈后报告的指导性行为数量与其评估的工作同盟之间正相关。胡姝婧和江光荣 (2010) 还发现，只有当事人认同或接受咨询师指导时，咨询师指导才能在一定程度上预测当事人评估的会谈效果。可以看出，咨询师指导对工作同盟的影响过程比较复杂，除了文化因素和加工视角的影响，当事人阻抗也可能有间接作用 ( 调节或中介 )。本研究假设 4：阻抗在咨询师指导对工作同盟的影响过程中起间接作用。
综上，克服阻抗、建立良好的工作同盟，是促进咨询进展、获得积极效果的重要途径。本研究从心理咨询过程研究的视角，采用跨理论取向的横断设计，考察咨询师指导与特质逆反的交互作用对阻抗的影响，并检验咨询师指导、特质逆反、阻抗对当事人眼中工作同盟的影响。
1 研究方法
1.1研究对象
1.1.1在某市 3 所大学心理咨询中心征集研究对象。
当事人
当事人以大学生为主，共 38 人( 男性 13 人)；年龄最小 18 岁，最大 27 岁 ( 中位数为 20.50)；求助问题类型多样，以自我探索与成长、人际关系、学业、情绪调节为主。
1.1.2 咨询师
咨询师共 19 人 ( 男性 7 人 )；年龄最小 25岁，最大 52 岁 (M=35.89±8.51)；受教育程 度：本 / 专科 1 人，硕士 10 人，博士 8 人；从事心理咨询与治疗实践时间最短 20 个月，最长 216 个月(M=71.26±56.82)。咨询师根据 9 点 Likert 量尺 (1=最不倾向，9= 最倾向) 分别评估自己在 3 种咨询理论取向( 心理动力学、认知—行为、以人为中心)上的倾向性。该评估工具内部一致性良好 (α=.92)；咨询师在 3 种理论取向上的倾向性评分不相关，M分别为 5.00±1.80，6.16±1.86，7.63±1.21。说明咨询师样本是跨理论取向的，整体上呈整合/ 折中取向。
1.1.3 咨询会谈
咨询会谈录音共 38 个，来自 19 名咨询师与 38名当事人正在进行的咨询。其中，10 名咨询师各 1名当事人，4 名咨询师各 2 人，3 名咨询师各 3 人，1 名咨询师 4 人，1 名咨询师 7 人。会谈次数最少是第 3 次，最多是第 30 次( 中位数为 6.00)；8 次及以下会谈共 31 个。
1.2 研究工具
1.2.1 当事人阻抗编码 (The Client Resistance Code, CRC)CRC 由 Chamberlain 等人 (1984) 编制，信效度良 好 (Bischoff & Tracey, 1995; Watson & McMullen,2005)，评定当事人 11 种阻抗反应和 2 种合作反应。11 种阻抗反应包括：挑战、不同意、无望、责备、保护他人、自我防卫、自我议程、跑题、无反应 (5秒及以上)、不回答、不合格( 无效反应)。CRC 以当事人谈话轮作为评定单位，若某个谈话轮出现任何 1 种阻抗反应，则被评定为阻抗性谈话轮。本研究采用 1 次会谈中阻抗性谈话轮数量作为当事人阻抗的指标。
1.2.2 咨询师行为编码—修订版 (The Therapist Behavior Code-Revised, TBC-R)
TBC-R 由 Bischoff 和 Tracey(1995) 修订，信效度良好 (Watson & McMullen, 2005)，评定咨询师 5类指导行为和 5 类非指导行为。5 类指导行为包括：教导、结构化、对质或挑战、指导性询问或探索信息、指导性解释或重构。TBC-R 以咨询师谈话轮作为评定单位，某个谈话轮的性质( 是否指导) 由最后 1个可被评定的言语行为性质决定。本研究采用 1 次会谈中指导性谈话轮数量作为咨询师指导的指标。
1.2.3 心理逆反量表
由于以往特质逆反量表存在因子结构不稳定、信效度不理想等局限( 王铭, 江光荣, 2008)，有些量表的条目表述( 如当事人的不遵从行为、言语反驳等) 与阻抗的概念相互重叠，本研究采用自编量表测量当事人的特质逆反。首先在理论与文献分析的基础上确定特质逆反的结构，收集、编制量表项目，受测者根据 6 点 Likert 量尺 (1= 完全不同意，6= 完全同意 ) 作答，试测后形成初步量表 (41 个项目 )。然后进行探索性因素分析 (n=479)，KMO=.85，Bartlett 球形检验显著 (p ＜ .001)，保留 22 个项目；采用主成分法、正交旋转确定 6 个因子，累积解释变异的 56.49%。验证性因素分析 (n=459) 表明6 因子模型拟合良好，χ2/df=2.30，RMSEA=.05，SRMR=.06，GFI=.92，AGFI=.89，NFI=.91，NNFI=.94，CFI=.95。量表总分与各因子相关较高 (r=.51~.84)，各因子之间相关较低 (r=.06~.54)。总量表α 系数为 .84，各因子为 .59~.74；总量表 6 周后的重测信度为 .86，各因子为 .60~.73。本研究采用量表总分作为特质逆反的指标。
1.2.4 简版工作同盟量表—当事人版 (The Working Alliance Inventory-Short Form, Client Form, WAI-SC)
WAI-SC 由 Tracey 和 Kokotovic(1989) 修订，共12 个项目，包含 3 个因子( 目标一致、任务一致、情感联结)，信效度良好 (Busseri & Tyler, 2003)；要求咨询会谈超过 1 次的当事人在会谈结束之后根据7 点 Likert 量尺 (1= 从不，7= 总是 ) 作答。本研究翻译使用 WAI-SC，预研究 (n=134) 发现量表总分与各因子分高相关 (r=.84~.91)，各因子之间相关较高(r=.54~.71)；总量表α 系数为 .86，各因子为 .53~.75。本研究采用量表总分反映会谈的工作同盟质量。
1.3 研究程序与统计方法
在签署研究知情同意书后，咨询师填写个人基本信息并自评 3 种理论取向的倾向性；当事人填写个人基本信息及心理逆反量表。被录音的会谈结束后，当事人填写 WAI-SC。会谈录音由 4 名评定者分别根据 CRC 和 TBC-R 评定。4 人均为心理咨询与治疗专业硕士研究生，其中 2 人单独评定当事人阻抗，另 2 人单独评定咨询师指导。正式评定前，4人均接受近 20 小时训练。在训练结束后的模拟评定中，2 个手册的评定结果一致性均在 .90 以上 (Kappa系数)。本研究分别选用正式评定结果的平均数作为研究数据。
以会谈为分析单位，运用 SPSS 20 进行描述统计、相关分析和回归分析。
2 结果
2.1 描述统计
各变量的描述统计结果及相关矩阵如表1 所示。
2.2 咨询师指导和特质逆反的交互作用检验
所有研究变量中心化处理后，采用层级回归分析咨询师指导和特质逆反对阻抗的影响，结果如表2 所示：⑴指导对阻抗的预测作用显著；⑵特质逆反的预测作用、指导和特质逆反的交互作用均不显著。回归系数检验显示，咨询师指导正向预测阻抗 (β=.53，t=3.74，p ＜ .01)。
表 1 各变量的描述统计结果及相关矩阵
变量 Ｍ ＳＤ １ ２ ３ ４
１当事人阻抗 ２２.６８ １３.３１ －
２咨询师指导 ６３.２５ ２７.６４ ．５３ －
３特质逆反 ８１.４７ １２.９３ ．２３ ．１８ －
４工作同盟 ５７.６６ ６.９６ －．３１ －．２３ －．１３ －
注：**p<.01；下同。
2.3 当事人阻抗的间接作用检验
2.3.1 调节效应分析
采用层级回归分析咨询师指导和当事人阻抗对工作同盟的影响，结果如表 3 所示：⑴阻抗对工作同盟的预测作用边缘显著 ( △ F=3.90， △ df=1， p=.06)；⑵指导的预测作用、指导和阻抗的交互作用均不显著。回归系数检验显示，当事人阻抗负向预测工作同盟 (β=-.31，t=-1.97，p=.06)。
表 2 对当事人阻抗的回归分析
注：TD—咨询师指导，TR—特质逆反；“×”代表交互作用；Cohen's f 2 为层级多元回归统计效应量，.02 效应量小，.15 效应量中等，.35效应量大 ( 郑昊敏 , 温忠麟 , 吴艳 , 2011)；下同。
2.3.2 中介效应分析
以工作同盟为因变量， 运用 PROCESS 程序 (Hayes, 2013)，采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap 法重复抽样 5000 次 (95% 置信水平 ) 分别检验咨询师指导和当事人阻抗的中介效应。该方法直接检验中介效应 (ab)，当置信区间不包含 0 时中介效应显著，反之不显著。该方法适用于中、小样本和各种中介效应模型，统计功效最高( 方杰, 张敏强, 邱皓政, 2012)，尤其适用于缺乏先验信息的中介模型 ( 方杰 ,张敏强 , 2012)。由表 4 可知，咨询师指导和当事人阻抗的中介效应都不显著，置信区间均包含 0。
表 3 对工作同盟的回归分析
注：CR—当事人阻抗；下同。
3 讨论
3.1 特质逆反和咨询师指导对阻抗的影响
表 4 中介效应分析 ( 因变量：工作同盟 )
注：M—中介变量；SE —标准误；ab—中介效应；ab/c—中介效应在总效应中所占比例；κ2—中介效应估计值在可能达到最大的中介效应值中所占比例；R2 —独立中介效应量。
特质逆反与阻抗之间正相关但不显著 (r=.23，p=.16)，对阻抗预测的效应量较小 (f 2=.05)，这与特质逆反的理论假设及以往研究结论不一致。首先，心理逆反是一种既有情境性又有个体差异的类特质变量( 王铭, 江光荣, 2008)，由于具体情境的影响，状态逆反并不一定都会转化为实际行为 (Miron & Brehm, 2006)。因此高水平特质逆反的当事人容易在会谈中出现状态逆反 ( 动机状态 )，但并不一定表现出更多阻抗。其次，Cowan 和 Presbury(2000) 认为特质逆反更多与咨询过程或进程相联系，阻抗更多与咨询会谈的具体内容相联系。因此特质逆反与阻抗并不在同一层面，难以直接探明二者的关系。第三，考虑到文化因素对自我 (Markus & Kitayama,1991) 以及心理逆反 (Miron & Brehm, 2006) 的影响，确立自我、维护个人自由对西方文化下的个体非常重要，对中国文化下的个体却并非如此。中国当事人倾向于在咨询中尊重咨询师权威，表现出合作或顺从 (Qian, Smith, Chen, & Xia, 2002)。因此，中国当事人的特质逆反对阻抗的影响与西方不同。最后，本研究采用自编量表测量特质逆反与西方研究不同，这也是研究结论不一致的原因之一。
咨询师指导对阻抗具有正向预测作用且效应量大 (f 2=.39)，这与以往大多数研究一致。说明咨询师可以通过减少指导行为来降低当事人阻抗。咨询师指导与特质逆反的交互作用不显著且效应量很小 (f 2=.01)，研究假设 1 不成立。除了特质逆反的理论问题及文化因素的影响，研究假设本身在逻辑上也不严谨。这是由于该假设根据咨询效果的“特质逆反—指导性”交互作用模型推论而得，推论出发点是阻抗与咨询效果之间普遍的消极关系( 负相关 )，但阻抗与咨询效果之间的关系并非是线性的。从本研究结果以及心理逆反的类特质属性考虑，特质逆反更适于咨询效果研究。
3.2 特质逆反、咨询师指导和当事人阻抗对工作同盟的影响
特质逆反与工作同盟之间负相关但不显著(r= -.13， p = .42)，研究假设 3 不成立。影响工作同盟的当事人变量和咨询师变量很多( 孙启武等, 2009)，但二者的相互作用以及咨访互动更受研究关注 (Beutler,1991)。在中国文化下，当事人变量与工作同盟的关系尤为复杂。中国当事人对咨询师指导的接受度并不能直接预测其合作意愿 (Duan et al., 2012)，他们对咨询师的合作与顺从也很少影响咨询之外的实际行为 (Qian et al., 2002)。因此，中国当事人眼中的工作同盟质量与其特质逆反没有直接关系，而更多受到咨访互动的影响。
咨询师指导与工作同盟之间负相关但不显著 (r =-.23，p =.17)，对工作同盟预测的效应量较小 (f 2=.05)。说明咨询师指导不是影响工作同盟的直接因素。当事人阻抗对工作同盟的负向预测作用边缘显著且效应量中等 (f 2=.11)，研究假设 2 得到验证。说明当事人在会谈中阻抗越多，他们对工作同盟的评价越差。
在咨询师指导和当事人阻抗对工作同盟的影响中，二者的交互作用和中介效应都不显著，研究假设4 不成立。根据表4 仔细比较二者的中介效应可知，阻抗的置信区间 (-.11, .01) 比指导的置信区间 (-.12,
.07) 相对更不包含 0，而且阻抗的中介效应占总效应的百分比 (62%) 高于指导 (17%)，阻抗的中介效应估计值在可能达到最大的中介效应值中所占比例
(12%) 也高于指导 (4%)。说明当事人阻抗比咨询师指导的中介效应相对更大。也就是说，当事人阻抗更可能在咨询师指导对工作同盟的影响过程中起中介作用。因此，咨询师可以通过减少指导行为降低当事人阻抗，从而建立良好的工作同盟。
综上所述，本研究表明：⑴会谈中的咨询师指导增加当事人阻抗；⑵当事人阻抗破坏工作同盟，并在咨询师指导对工作同盟的影响过程中可能起中介作用。
4.研究局限与展望
第一，研究样本较小，并且尽管每名当事人的咨询会谈只随机录音1 次，但对9 名咨询师多次录音，形成了嵌套数据，也在一定程度上造成了样本同质性。除了增加样本外，今后的横断研究应尽可能保证样本的异质性，或者最好采用嵌套设计。
第二，测量指标的局限。本研究只评定当事人或咨询师的谈话轮，而没有评定所有言语行为，并且 CRC 和 TBC-R 也不评定非言语行为。今后的研究最好以会谈录像作为评定对象，并研发新的评定工具，而且不能只评定“量”，还应评定“质”，毕竟不同类型的阻抗或指导的程度及作用并不相同。
第三，应考虑文化差异。已有研究证实，中国咨询师的指导以及当事人对指导的知觉与接受与西方不同 (Duan et al., 2012)，中国当事人眼中的工作同盟也与西方不同( 朱旭, 江光荣, 2011a)。今后有必要研发并采用本土化测量工具，并引入新变量( 如当事人对咨询师指导的知觉与接受 )。
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