任志洪 趙春曉 卞 誠(chéng) 朱文臻 江光榮 祝卓宏

?

接納承諾療法的作用機(jī)制——基于元分析結(jié)構(gòu)方程模型

任志洪趙春曉卞 誠(chéng)朱文臻江光榮祝卓宏

(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)心理學(xué)院, 湖北省人的發(fā)展與心理健康重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 武漢 430079) (北京師范大學(xué)認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)與學(xué)習(xí)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, IDG/麥戈文腦科學(xué)研究院, 北京, 100875) (北德克薩斯大學(xué), 德克薩斯, 76203, 美國(guó)) (中國(guó)科學(xué)院心理研究所, 中國(guó)科學(xué)院心理研究所心理健康重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 北京 100101)

接納承諾療法(Acceptance and Commitment Therapy, ACT)被認(rèn)為是行為治療“第三浪潮”的重要代表。本研究使用元分析結(jié)構(gòu)方程模型, 考察ACT的作用機(jī)制。通過數(shù)據(jù)庫(kù)檢索與篩選, 最終納入文獻(xiàn)50篇。結(jié)果發(fā)現(xiàn): ACT所假設(shè)的心理靈活性、接納、此時(shí)此刻、價(jià)值的中介作用都達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著, 認(rèn)知解離這一中介變量并不顯著; 中介機(jī)制在網(wǎng)絡(luò)化干預(yù)中仍然得到檢驗(yàn); 相較之傳統(tǒng)CBT, ACT在所假設(shè)的機(jī)制上有其區(qū)別于CBT的優(yōu)勢(shì)。后續(xù)臨床研究應(yīng)更全面地測(cè)量6大核心機(jī)制, 關(guān)注對(duì)美好生活提升的影響, 采用多點(diǎn)瞬時(shí)評(píng)價(jià)法, 并盡可能使用更高級(jí)、更先進(jìn)的統(tǒng)計(jì)方法檢驗(yàn)其作用機(jī)制。

接納承諾療法; 元分析結(jié)構(gòu)方程模型; 作用機(jī)制; 中介檢驗(yàn); 認(rèn)知行為療法

1 引言

近年來, 新興的行為治療“第三浪潮”備受關(guān)注。行為治療被喻為“第一浪潮”, 它基于條件反射和新行為原則, 直接關(guān)注有問題的行為和情緒; “第二浪潮”則強(qiáng)調(diào)對(duì)非理性思維、病理性認(rèn)知圖式或錯(cuò)誤的信息處理方式進(jìn)行矯正, 進(jìn)而減輕或消除癥狀, 這種以認(rèn)知改變?yōu)橹匦牡闹委煴环Q為“認(rèn)知行為療法” (Cognitive-Behavior Therapy, CBT) (Beck, 1993)?！暗谌顺薄眲t對(duì)心理現(xiàn)象的語境和功能更為敏感, 而不僅僅關(guān)注其形式(Hayes, Luoma, Bond, Masuda, & Lillis, 2006), 典型的療法包括接納與承諾療法(Acceptance and Commitment Therapy, ACT)、辯證行為療法(Dialectical Behavioral Therapy, DBT)、正念認(rèn)知療法(Mindfulness Based Cognitive Therapy, MBCT)、慈悲聚焦療法(Compassion Focused Therapy, CFT)等(Hacker, Stone, & MacBeth, 2016)。

盡管研究者們對(duì)哪些療法屬于“第三浪潮”仍存在爭(zhēng)議, 但為了促進(jìn)療法的共同發(fā)展, 共識(shí)多于分歧。Hayes, Villatte, Levin和Hildebrandt (2011)對(duì)“第三浪潮”進(jìn)行了修正, 用“基于語境的認(rèn)知行為治療” (Contextual Cognitive Behavioral Therapy, CCBT)作統(tǒng)稱, 將關(guān)注點(diǎn)從原來的哪些治療方法應(yīng)該被納入“第三浪潮”, 轉(zhuǎn)為強(qiáng)調(diào)新興療法在理論、治療過程和程序上“開放, 主動(dòng)和覺察”的特點(diǎn)。在這些基于語境的認(rèn)知行為治療中, ACT最受關(guān)注, 近年來被引用的頻次最多(Dimidjian et al., 2016)。本研究的目的在于系統(tǒng)考察ACT的作用機(jī)制, 相較之傳統(tǒng)CBT的特異性, 以及在網(wǎng)絡(luò)環(huán)境中的可遷移性。

1.1 ACT的療效

探索ACT治療的作用機(jī)制之前, 需要先考察其有效性。在循證心理治療中, 隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)(Randomized Controlled Trial, RCT)設(shè)計(jì)被作為療法評(píng)估的“黃金標(biāo)準(zhǔn)”, 元分析證據(jù)被當(dāng)作證據(jù)效度的最高標(biāo)準(zhǔn)(Wampold & Imel, 2015)。通常, 療效有絕對(duì)療效和相對(duì)療效之分, 絕對(duì)療效旨在檢驗(yàn)該療法是否有效, 其對(duì)照組一般是等待組(Waiting List, WL)、常規(guī)治療(Treatment as Usual, TAU)、安慰劑治療等; 相對(duì)療效用于檢驗(yàn)該療法是否比其他療法更為有效, 其對(duì)照組通常是高度結(jié)構(gòu)化已確立的療法, 比如傳統(tǒng)CBT、認(rèn)知療法(Cognitive Therapy, CT)、人本主義療法等(Wampold, 2013)。那么, ACT的療效如何呢?

一方面, 從絕對(duì)療效角度, 元分析的結(jié)果支持ACT具有中到大的效果量。最早的元分析納入9篇RCT, 對(duì)照組包括WL、TAU、心理安慰劑組, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), ACT后測(cè)具有中等效果量(= 0.66) (Hayes, et al., 2006); 最近一項(xiàng)納入60項(xiàng)RCT研究的元分析(?st, 2014)包括了更為廣泛的心理、身體和工作壓力相關(guān)問題, 相較之WL (= 0.63)、TAU (= 0.55)和心理安慰劑組(= 0.59), 其后測(cè)的絕對(duì)療效都具有中到大的效果量。

另一方面, 從相對(duì)療效角度, 與高度結(jié)構(gòu)化已確立的療法對(duì)比, ACT的效果量大小不一。最早的元分析發(fā)現(xiàn)(Hayes et al., 2006)相較之傳統(tǒng)CBT和CT, ACT具有中到大的效果量(= 0.73), 但該研究只納入了4項(xiàng)RCT研究。隨后, Ruiz (2012)的元分析納入16項(xiàng)RCT研究, 包括成癮、慢性疼痛、焦慮癥、抑郁癥、壓力以及癌癥的心理體驗(yàn)等, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)與傳統(tǒng)CBT相比, ACT的后測(cè)(= 0.37;= 0.42)和追蹤效果量都為小到中等, 之后更大樣本的RCT研究(?st, 2014)發(fā)現(xiàn)其后測(cè)效果量較小(= 60,= 0.16)。最近, 一項(xiàng)納入39項(xiàng)RCT研究的元分析也得到類似的結(jié)果, 這項(xiàng)研究將治療限定為臨床相關(guān)疾病, 其干預(yù)中80%的成分包含ACT (A-Tjak et al., 2015)。

綜上可見, 檢驗(yàn)ACT的絕對(duì)療效的元分析表明 ACT是有效的, 那么ACT是如何有效的, 即其作用機(jī)制值得進(jìn)一步探究。

1.2 心理治療機(jī)制的研究方法

機(jī)制是指解釋改變過程, 而識(shí)別中介變量是檢驗(yàn)作用機(jī)制的重要一步, 它是在統(tǒng)計(jì)上解釋自變量與因變量關(guān)系的中間變量, 解釋治療為何和通過哪種方式作用于效果(MacKinnon, Fairchild, & Fritz, 2007)。

Kazdin (2007)歸納了識(shí)別心理治療機(jī)制或中介變量的基本標(biāo)準(zhǔn)。首先, 研究中所提出的機(jī)制/中介變量和預(yù)期結(jié)果變量有明確的關(guān)聯(lián)(強(qiáng)相關(guān)性準(zhǔn)則)。其次, 結(jié)果變量和中介變量需要在多個(gè)時(shí)間點(diǎn)進(jìn)行測(cè)量, 從而可以確定中介變量的變化先于結(jié)果變量的變化(時(shí)間優(yōu)先準(zhǔn)則)。再次, 需要操作實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)(增加或減少特定機(jī)制), 激活和(或)拆除特定機(jī)制來確定效應(yīng)的特異性(特異性準(zhǔn)則)。此外, 需要觀察“劑量?反應(yīng)”關(guān)系, 即針對(duì)性地激活越多的機(jī)制劑量, 觀察結(jié)果是否改變?cè)綇?qiáng)(梯度準(zhǔn)則)。最后, 研究結(jié)果的可重復(fù)性(一致性標(biāo)準(zhǔn))。

具體到統(tǒng)計(jì)上, 確立一個(gè)中介變量需要諸多條件。在很長(zhǎng)一段時(shí)間, 中介僅指統(tǒng)計(jì)上的中介, 即從統(tǒng)計(jì)上證明治療(X)對(duì)結(jié)果(Y)的影響可以通過第三變量(中介變量M)所解釋。中介分析的方法眾多, 顯變量檢驗(yàn)通常基于線性回歸模型, 而潛變量檢驗(yàn)則使用結(jié)構(gòu)方程模型(Structural Equation Modeling, SEM)。雖然SEM技術(shù)相較之線性回歸更具優(yōu)勢(shì), 且研究者也更為推薦, 然而, 現(xiàn)今心理治療研究中的中介檢驗(yàn), 傳統(tǒng)線性回歸法仍然是最為流行的方法(Gu, Strauss, Bond, & Cavanagh, 2015)。其中, 檢驗(yàn)中介最經(jīng)典的方法是逐步檢驗(yàn)法(Baron & Kenny, 1986), 根據(jù)該方法, 治療研究中介變量的確立需要滿足以下幾個(gè)條件(Lemmens, Müller, Arntz, & Huibers, 2016): (1)存在治療主效應(yīng)(療效檢驗(yàn)); (2)治療與中介變量的改變相關(guān)(干預(yù)檢驗(yàn)); (3)中介變量的改變和結(jié)果變量的改變相關(guān)(心理病理學(xué)檢驗(yàn)); (4)當(dāng)在統(tǒng)計(jì)上加入中介變量檢驗(yàn)時(shí), 治療的效果不顯著(完全中介)或顯著性降低(部分中介)。

統(tǒng)計(jì)上的中介檢驗(yàn)固然重要, 但鑒別治療的中介變量仍需要一些額外的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。根據(jù)較新的標(biāo)準(zhǔn), 中介變量的鑒別需要建立在理論基礎(chǔ)上, 通過嚴(yán)格的RCT, 進(jìn)行合理間隔的重復(fù)測(cè)量, 并且要求有足夠的統(tǒng)計(jì)力和合適的對(duì)照組(Kazdin, 2007; MacKinnon et al., 2007); 接著, 需要改進(jìn)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 能在治療研究中操作所提出的中介變量(Alsubaie et al., 2017); 此外, 根據(jù)治療理論對(duì)改變過程的界定, 通常評(píng)價(jià)單一的中介變量是不足夠的, 研究者推薦應(yīng)該包括多個(gè)中介變量競(jìng)爭(zhēng)假設(shè), 檢驗(yàn)替代解釋模型, 并考察理論上中介變量之間的相互作用(Lemmens et al., 2016)。

1.3 ACT的作用機(jī)制

ACT基于關(guān)系框架理論, 其治療機(jī)制模型假設(shè)是以提升心理靈活性為核心, 包括6大成分, 即, 接納(愿意接觸內(nèi)心體驗(yàn))、解離(將認(rèn)知體驗(yàn)為持續(xù)的過程, 而非認(rèn)知過度調(diào)節(jié)行為)、以已為景(把內(nèi)在體驗(yàn)作為自身體驗(yàn)的背景, 而不把它看作是體驗(yàn)本身)、此時(shí)此刻(能夠靈活地接觸發(fā)生的內(nèi)部與外部事件, 不作評(píng)判)、價(jià)值(選擇持續(xù)行為模式所需的結(jié)果, 以建立強(qiáng)化物)、承諾行動(dòng)(靈活地朝有價(jià)值的方向作出行動(dòng)) (Hayes et al., 2006; 曾祥龍, 劉翔平, 于是, 2011; 張婍, 王淑娟, 祝卓宏, 2012)。上述機(jī)制假設(shè)是否能得到實(shí)證研究支持?

其一, 目前對(duì)ACT的治療機(jī)制模型的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果存在不一致。部分研究驗(yàn)證了心理靈活性的改變?cè)谂R床結(jié)果中起中介作用(Wicksell et al., 2013); 有的研究結(jié)果并不一致, 比如無法檢驗(yàn)到對(duì)疼痛的接納改變?cè)趯?shí)驗(yàn)條件組與追蹤臨床結(jié)果之間起部分或完全中介作用(Luciano et al., 2014); 再有研究發(fā)現(xiàn), 在社區(qū)環(huán)境, ACT六邊形模式的心理靈活性及6大核心機(jī)制的改變對(duì)焦慮障礙的改變作用是不一致的(Forman, Herbert, Moitra, Yeomans, & Geller, 2007; Hayes et al., 2006)。有元分析(Bluett, Homan, Morrison, Levin, & Twohig, 2014)考察63個(gè)檢驗(yàn)焦慮與心理靈活性關(guān)系的研究, 結(jié)果顯示, 二者在臨床與非臨床樣本, 都具有中等程度的相關(guān), 即, 在中等程度上支持心理靈活性是治療改變的中介變量的可能。但不難看出, 該元分析僅是檢驗(yàn)了心理靈活性與癥狀降低之間的相關(guān)性, 并沒有直接檢驗(yàn)中介作用。那么, 聚合所有相關(guān)研究進(jìn)行中介檢驗(yàn), 是否能支持ACT的治療機(jī)制模型?

其二, ACT所假設(shè)的作用機(jī)制是否具有特異性?ACT療法在創(chuàng)始就強(qiáng)調(diào)其機(jī)制的獨(dú)特性。Hayes(2004)認(rèn)為, 相較之“第二浪潮”的傳統(tǒng)CBT, 雖然“第三浪潮”與傳統(tǒng)CBT有相同的干預(yù)成分, 比如自我監(jiān)控、暴露和反應(yīng)阻止法, 但二者在理論假設(shè)和干預(yù)方法都有所區(qū)別。在理論假設(shè)上, 區(qū)別于傳統(tǒng)CBT, ACT基于關(guān)系參照理論和功能情境主義哲學(xué)取向。在干預(yù)方法上, 傳統(tǒng)CBT聚焦內(nèi)容和認(rèn)知過程的有效性, 而ACT側(cè)重功能或?qū)φJ(rèn)知和情緒的覺察(Hofmann & Asmundson, 2008)。因此, ACT重視提升接納、正念、元認(rèn)知和心理靈活性, 降低經(jīng)驗(yàn)回避, 建立更為寬廣、靈活、有效的應(yīng)對(duì)方式, 而不僅僅是針對(duì)癥狀的認(rèn)知和內(nèi)容進(jìn)行反駁(Bond et al., 2011; Hayes et al., 2011)。那么, 綜合分析, 相較之傳統(tǒng)CBT, ACT所強(qiáng)調(diào)的機(jī)制是否確實(shí)具有特異質(zhì)呢?

其三, 這種機(jī)制在網(wǎng)絡(luò)環(huán)境中是否能得到遷移?在影響心理治療效果的所有因素中, 當(dāng)事人與咨詢師所形成的咨詢同盟被認(rèn)為是最大的影響因素, 咨詢技術(shù)特征所帶來的效果量提升較小(Wampold & Imel, 2015)。隨著計(jì)算機(jī)網(wǎng)絡(luò)化技術(shù)的發(fā)展, 近年來心理疾病的網(wǎng)絡(luò)化干預(yù)受到較多研究者的關(guān)注, 網(wǎng)絡(luò)化的干預(yù)使咨詢同盟幾乎消失, 然而一些經(jīng)典的干預(yù)方法在網(wǎng)絡(luò)環(huán)境中傳播, 比如網(wǎng)絡(luò)化CBT干預(yù), 其作用機(jī)制仍然能得以檢驗(yàn)(任志洪等, 2016)。而目前基于對(duì)ACT網(wǎng)絡(luò)化干預(yù)的作用機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果存在不一致: 比如, 一項(xiàng)對(duì)234名大學(xué)生群體進(jìn)行心理健康的網(wǎng)絡(luò)化干預(yù)的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn), 相較之對(duì)照組, ACT干預(yù)的心理靈活性的提升與心理健康水平提升有較強(qiáng)關(guān)聯(lián)(Levin, Hayes, Pistorello, & Seeley, 2016), 針對(duì)抑郁的ACT網(wǎng)絡(luò)化干預(yù)也支持心理靈活性的改變與癥狀改變的相關(guān)性(Lappalainen, Langrial, Oinas-Kukkonen, Tolvanen, & Lappalainen, 2015); 但也有研究發(fā)現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)化ACT干預(yù)相較之等待組, 盡管對(duì)抑郁和焦慮癥狀有顯著的改善, 但當(dāng)事人的心理靈活性并沒有顯著改變(Levin, Pistorello, Seeley, & Hayes, 2014)。因而, 有必要系統(tǒng)檢驗(yàn)ACT所強(qiáng)調(diào)的作用機(jī)制在網(wǎng)絡(luò)環(huán)境中是否能得到遷移。

1.4 本研究的目的

近年來, 元分析和結(jié)構(gòu)方程結(jié)合所發(fā)展的元分析結(jié)構(gòu)方程模型(Meta-analytic Structural Equation Model, MASEM) (Cheung, 2015), 使系統(tǒng)考察心理治療作用機(jī)制成為可能。相較之原始單一的RCT研究, 通過兩階段MASEM匯聚多樣本, 可以綜合樣本量, 提升模型統(tǒng)計(jì)力, 獲得更穩(wěn)定的模型估計(jì)(Montazemi & Qahri-Saremi, 2015)。

鑒于目前對(duì)ACT的作用機(jī)制缺乏系統(tǒng)檢驗(yàn), 其機(jī)制是否有區(qū)別于傳統(tǒng)CBT的特異性, 以及在網(wǎng)絡(luò)化干預(yù)環(huán)境的可遷移性等問題, 還未明確。本研究主要使用MASEM考察ACT的三方面作用機(jī)制：(1)檢驗(yàn)心理靈活性及6大核心機(jī)制在ACT治療中的中介作用; (2)考察相較之傳統(tǒng)CBT, ACT所強(qiáng)調(diào)的機(jī)制是否具有特異性; (3)ACT的作用機(jī)制的可遷移性, 特別是在網(wǎng)絡(luò)化干預(yù)中是否仍然存在。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)檢索

在Web of Science、PsycARTICLES、PsycINFO、PubMed、Elsevier、EBSCO、Wiley online library等數(shù)據(jù)庫(kù), 檢索已經(jīng)發(fā)表的英文文獻(xiàn)。將檢索關(guān)鍵詞分為: 接納承諾療法(Acceptance and Commitment Therapy, ACT); 與其對(duì)應(yīng)的心理機(jī)制(acceptance、cognitive defusion、self-as-context、committed action、contact with the present moment、values、psychological flexibility)進(jìn)行配對(duì)組合檢索。首次文獻(xiàn)檢索時(shí)間2016年10月, 2017年11月二次更新。文獻(xiàn)由第二作者篩選, 第三作者核對(duì), 有異議文獻(xiàn)與第一作者協(xié)商一致解決。詳細(xì)過程見圖1。

2.2 納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)為, 納入: 1)成年人樣本(年齡 > 18歲), 2)隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)(RCT)或是準(zhǔn)試驗(yàn)設(shè)計(jì), 測(cè)量ACT干預(yù)前后變量的變化, 3)對(duì)心理健康(臨床或非臨床)結(jié)果前后測(cè)量改變進(jìn)行定量評(píng)估, 4)對(duì)中介變量進(jìn)行前后測(cè)定量評(píng)估。排除: 1)混合干預(yù)方式, 即除了ACT還包含其他干預(yù)手段, 或含有接納成分而非完整的ACT治療(Wicksell, Ahlqvist, Bring, Melin, & Olsson, 2008)或含接納的行為治療(Eustis, Hayes-Skelton, Roemer, & Orsillo, 2016; Millstein, Orsillo, Hayes-Skelton, & Roemer, 2015), 2)藥物治療對(duì)照組(Luciano et al., 2014)。

數(shù)據(jù)摘取分兩類：一類是描述研究特征的基礎(chǔ)數(shù)據(jù), 我們采用第二作者摘取, 第三作者核對(duì)的形式; 另一類是真正納入統(tǒng)計(jì)分析的核心數(shù)據(jù), 我們采用第二作者和第三作者分別編碼, 求得評(píng)分者一致性信度kappa系數(shù)為0.89, 根據(jù)在0.75及以上被認(rèn)為一致性非常好的判別標(biāo)準(zhǔn)(Orwin, 1994), 說明本研究編碼具有較高的一致性。最后, 與第一作者協(xié)商一致后確定最終編碼。

圖1 文獻(xiàn)檢索和篩選流程圖

2.3 中介檢驗(yàn)：兩階段結(jié)構(gòu)方程元分析

中介效應(yīng)檢驗(yàn)采用MASEM進(jìn)行分析。Cheung (2015)提出兩階段結(jié)構(gòu)方程模型(Two-Stage Structural Equation Modeling, TSSEM), 采用極大似然估計(jì), 使標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)更加精確。使用R語言(Ver.3.5.2)中的metaSEM包(Ver.1.2.0)進(jìn)行TSSEM分析(Cheung, 2015)。具體來說:

2.3.1 考察模型因素的測(cè)量不變性(第一階段分析)

為了減少原始研究匯聚數(shù)據(jù), 潛在的人為因素對(duì)結(jié)構(gòu)方程參數(shù)估計(jì)的影響, 根據(jù)(Montazemi & Qahri-Saremi, 2015; Schmidt & Hunter, 2015)建議, 本研究中可能有5個(gè)人為因素影響元分析檢驗(yàn)理論假設(shè), 處理方法分別如下:

(1)數(shù)據(jù)的獨(dú)立性。數(shù)據(jù)的非獨(dú)立性違反了元分析假設(shè)(Schmidt & Hunter, 2015)。因此, 我們使用以下方法, 以保證兩階段隨機(jī)效應(yīng)MASEM分析數(shù)據(jù)的獨(dú)立性。當(dāng)一篇研究測(cè)量了多個(gè)結(jié)果時(shí), 我們借鑒前人的系統(tǒng)選擇方法(Gu et al., 2015): 優(yōu)先選擇心理病理的整體測(cè)量, 其次選擇抑郁和焦慮測(cè)量結(jié)果; 同時(shí)包含他評(píng)與自評(píng)的測(cè)量結(jié)果的研究, 優(yōu)先選取臨床咨詢師評(píng)價(jià)(Forman et al., 2007);同時(shí)測(cè)量了焦慮與抑郁的研究, 選擇與樣本量匹配的結(jié)果; 若是樣本量不匹配, 則根據(jù)被試基線的抑郁與焦慮水平, 選取水平更高的結(jié)果; 既沒有測(cè)量抑郁也沒有測(cè)量焦慮的研究, 選取壓力作為心理健康結(jié)果, 如果也沒有壓力則選擇消極影響; 最后, 如果一個(gè)結(jié)果變量有兩個(gè)或是多個(gè)測(cè)量工具, 則選擇有更強(qiáng)測(cè)量學(xué)特征的結(jié)果。相對(duì)的, 若是沒有包含心理健康結(jié)果的文獻(xiàn), 不納入TSSEM分析。雖然可能在一項(xiàng)研究中計(jì)算多結(jié)果測(cè)量的均值, 但無法直接獲得每項(xiàng)研究平均相關(guān)系數(shù)的方差, 因而, 每項(xiàng)研究?jī)H提取一個(gè)心理健康結(jié)果指標(biāo)較為適宜。

(2)編碼過程。本研究的主要目的并非關(guān)注ACT對(duì)心理疾病治療的效果量, 而旨在著重考察其作用機(jī)制。因而, 為了使用TSSEM考察ACT的作用機(jī)制, 從每一篇文章中提取X (ACT vs. 對(duì)照組), M變量(中介變量)在干預(yù)前后的改變以及Y變量(結(jié)果變量)干預(yù)前后的改變之間的兩兩相關(guān)系數(shù), 并且提取每項(xiàng)研究的樣本量。如果研究并沒有提供明確的相關(guān)系數(shù), 則利用均值、標(biāo)準(zhǔn)差、值、值和效果量(或值)計(jì)算相關(guān)系數(shù)(Lipsey & Wilson, 2001; Morris, 2008)。

(3)評(píng)價(jià)潛在的數(shù)據(jù)缺失影響。在元分析中, 可能存在潛在的“文件抽屜問題” (file drawer problem), 即效果不顯著的論文相比效果顯著的論文, 更不易被發(fā)表, 導(dǎo)致出版偏差(Higgins & Thompson, 2002)。我們先使用Begg and Mazumdar rank correlation和Egger’s regression intercept評(píng)估可能的出版偏差, 若存在偏差, 進(jìn)而使用失安全系數(shù)(fail-safe Number,)檢驗(yàn)可能的出版偏差對(duì)效果量的影響(Rothstein, Sutton, & Borenstein, 2005)。失安全系數(shù)是指讓現(xiàn)有結(jié)論變得不顯著的研究個(gè)數(shù)的最小值,越大, 偏倚的可能性越小; 當(dāng)小于5+ 10 (為原始研究的數(shù)目)時(shí), 發(fā)表偏倚應(yīng)引起警惕(Rothstein et al., 2005)。本研究中, 多數(shù)的值都較大(僅ACT vs. CBT的c路徑可能存在出版偏差), 整體上說, 本研究結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

(4)檢驗(yàn)Type II錯(cuò)誤。統(tǒng)計(jì)力是統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中的一個(gè)重要成分, 即零假設(shè)事實(shí)不成立, 那么在多大程度上, 統(tǒng)計(jì)結(jié)果拒絕零假設(shè)。為了評(píng)價(jià)Type II錯(cuò)誤的風(fēng)險(xiǎn), 我們基于各自合并的樣本量, 根據(jù)所假設(shè)檢驗(yàn)的中介變量的合并相關(guān)系數(shù), 使用G*Power3.1計(jì)算其統(tǒng)計(jì)力(Faul, Erdfelder, Lang, & Buchner, 2007)。統(tǒng)計(jì)力分析結(jié)果顯示(表1), 除認(rèn)知解離A→C的統(tǒng)計(jì)為0.771, 其他所有參數(shù)都大于0.8這一被廣泛接受的統(tǒng)計(jì)力閾值。因此, 可以確信, MASEM分析的所有模型均具有足夠的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力以拒絕事實(shí)不成立的零假設(shè)(Cohen, 1988; Montazemi & Qahri-Saremi, 2015)。

(5) MASEM分析中原始研究異質(zhì)性問題。在MASEM分析中可以使用固定效應(yīng)模型(fixed-effects model)和隨機(jī)效應(yīng)模型(random-effects model) (Cheung, 2014)。根據(jù)Cheung和Chan (2005)的推薦, 鑒于樣本、研究設(shè)計(jì)和效果量在不同研究間存在差異, 在MASEM分析中優(yōu)先使用隨機(jī)效應(yīng)模型, 如果統(tǒng)計(jì)結(jié)果證明效果量是同質(zhì)的, 則在第二步分析中使用固定效應(yīng)模型。使用值和考察模型的異質(zhì)性及其大小：< 0.05, 表示研究之間是異質(zhì)的;> 50%則為高異質(zhì)性, 25%~50%為中等異質(zhì)性, < 25%為低等異質(zhì)性(Higgins & Thompson, 2002)。分析結(jié)果如表1所示。

2.3.2 評(píng)價(jià)SEM模型(第二階段分析)

根據(jù)Cheung (2015)所提示的兩階段隨機(jī)效應(yīng)MASEM分析的步驟, 第二階段分析是使用元分析對(duì)原始研究進(jìn)行效果量合并, 結(jié)合SEM技術(shù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。具體來說, 因在現(xiàn)實(shí)中, 并非所有原始研究中涉及的變量都是同時(shí)測(cè)量的, 因此我們使用加權(quán)矩陣, 漸近協(xié)方差矩陣(asymptotic covariance matrix), 以校正合并相關(guān)系數(shù)中的異構(gòu)性和每個(gè)相關(guān)矩陣中樣本量的不同(Viswesvaran & Ones, 1995)。使用合并矩陣的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行Sobel檢驗(yàn), 以考察中介模型間接路徑的顯著性水平(Gu et al., 2015)。

3 結(jié)果

3.1 納入文獻(xiàn)基本描述

本研究最終納入元分析文獻(xiàn)50篇, 其中RCT研究44篇, 涉及疼痛障礙、人格障礙、抑郁、焦慮、物質(zhì)濫用等多種心理問題, 甚至包括正常群體的職業(yè)倦怠等(詳見電子版附錄表1)。研究ACT的核心機(jī)制心理靈活性的文獻(xiàn)最多(= 39), 其次是此時(shí)此刻(= 14)、接納(= 6)、認(rèn)知解離(= 9)和價(jià)值(= 5), 因以已為景(Yadavaia, Hayes, & Vilardaga, 2014)和承諾行動(dòng)(Avdagic, Morrissey, & Boschen, 2014)都僅納入1篇文獻(xiàn), 未進(jìn)行后續(xù)的MASEM分析。雖然有14篇對(duì)ACT假設(shè)的機(jī)制進(jìn)行多中介變量測(cè)量(大于1項(xiàng)), 但并沒有同時(shí)測(cè)量ACT六大作用機(jī)制的文獻(xiàn)。納入的文獻(xiàn)中, 相對(duì)療效主要以傳統(tǒng)CBT作為對(duì)照組(= 8); 有6項(xiàng)RCT考察了ACT基于網(wǎng)絡(luò)傳播的作用機(jī)制。

大多數(shù)研究測(cè)量了ACT假設(shè)的機(jī)制變量但并沒有在統(tǒng)計(jì)上進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)(= 33), 僅有少數(shù)研究(= 16)使用推薦的Bootstrap法進(jìn)行中介檢驗(yàn)(Preacher & Hayes, 2008), 個(gè)別研究仍使用傳統(tǒng)的回歸逐步檢驗(yàn)法(Kemani, Hesser, Olsson, Lekander, & Wicksell, 2016)。當(dāng)然, 也有些研究采用更為復(fù)雜的中介檢驗(yàn)方法, 比如多水平(HLM)中介模型(Rost, Wilson, Buchanan, Hildebrandt, & Mutch, 2012; Zarling, Lawrence, & Marchman, 2015)和結(jié)構(gòu)方程模型(Eilenberg, Hoffmann, Jensen, & Frostholm, 2017)。雖然在小樣本分析上, HLM有優(yōu)勢(shì), 但應(yīng)該注意到HLM是基于正常分布假設(shè), 而Bootstrap法在非正態(tài)分布中更具優(yōu)勢(shì)(Swain, Hancock, Hainsworth, & Bowman, 2015)。

實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)上, 較少研究考慮機(jī)制變量的時(shí)序作用, 僅有8篇進(jìn)行了多點(diǎn)測(cè)量, 但大部分多點(diǎn)測(cè)量使用的是前測(cè)、后測(cè)和追蹤測(cè)量(Luciano et al., 2014; Stafford-Brown & Pakenham, 2012; Wetherell et al., 2011; Yadavaia et al., 2014), 追蹤是在治療結(jié)束后, 并非在有效治療階段; 少部分是在治療期間測(cè)量機(jī)制變量(Lloyd, Bond, & Flaxman, 2013; Westin et al., 2011), 甚至對(duì)機(jī)制在治療間進(jìn)行多次測(cè)量(Rost et al., 2012), 但僅有極少部分在每次治療單元都進(jìn)行機(jī)制和效果測(cè)量(Kemani et al., 2016)。

3.2 ACT作用機(jī)制檢驗(yàn)

3.2.1 心理靈活性

心理靈活性作為6大ACT作用機(jī)制的統(tǒng)稱, 納入研究39項(xiàng), 樣本量2894, 其測(cè)量主要使用接納和行動(dòng)問卷(Acceptance and Action Questionnaire, AAQ; 例如, Arch et al., 2012)、接納和行動(dòng)問卷II (Acceptance and Action Questionnaire – II, AAQ-II; 例如, Levin, Haeger, Pierce, & Twohig, 2017b)、疼痛心理的不靈活性量表(The Psychological Inflexibility in Pain Scale, PIPS) (Trompetter, Bohlmeijer, Veehof, & Schreurs, 2015; Wicksell et al., 2013)。在39項(xiàng)納入研究中, 34項(xiàng)RCT和5項(xiàng)準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究, 以整體精神癥狀(Global Psychopathological Symptoms,= 16)為主要測(cè)量結(jié)果的最多, 其次是抑郁水平(= 9)。

表1呈現(xiàn)了39項(xiàng)納入研究的X, M, Y的兩兩相關(guān)合并系數(shù), 三個(gè)相關(guān)系數(shù)都呈現(xiàn)高顯著性。異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),值顯著(= 397.83,< 0.001), 表示39項(xiàng)研究的相關(guān)矩陣有較大差異, 兩兩相關(guān)的異質(zhì)性I都大于50%, 顯示較大的異質(zhì)性, 適用隨機(jī)效應(yīng)模型。圖2呈現(xiàn)了TSSEM分析第二階段心理靈活性作為中介變量的模型檢驗(yàn)路徑圖。雖然回歸系數(shù)(= 0.19)依然顯著, 但比原始值(= 0.25)有所下降, 為部分中介。使用X和M, M和Y的相關(guān)系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行Sobel檢驗(yàn), 證明心理靈活性在ACT對(duì)心理健康的結(jié)果改變上, 起到顯著的中介作用(= 4.97,< 0.001)。

3.2.2 接納

納入的研究6項(xiàng), 都為RCT研究, 樣本量388, 主要測(cè)量使用慢性疼痛接納問卷(Chronic Pain Acceptance Questionnaire, CPAQ) (例如, Luciano et al., 2014)。結(jié)果測(cè)量的心理變量包括焦慮(= 3)、抑郁(= 2)和整體評(píng)價(jià)(= 1)。合并效應(yīng)值的三個(gè)相關(guān)系數(shù)都具有高顯著性(見表1)且異質(zhì)性顯著(= 50.57,< 0.001), 接納具有較大程度的異質(zhì)性(= 0.81)。在中介的路徑模型檢驗(yàn)中, ACT的對(duì)心理健康結(jié)果的改變路徑(= 0.04), 比直接路徑(= 0.25)有顯著下降, 且不再顯著, Sobel檢驗(yàn)顯示, 接納在ACT與心理健康結(jié)果改變之間的中介作用顯著(= 4.76,< 0.001), 說明接納在二者的關(guān)系中起到完全中介的作用。

圖2 TSSEM分析路徑圖, 以ACT假設(shè)機(jī)制的改變?yōu)橹薪樽兞?/p>

3.2.3 認(rèn)知解離

納入的研究文獻(xiàn)9篇(RCTs = 6, 準(zhǔn)實(shí)驗(yàn) = 3), 樣本量569, 主要測(cè)量使用自動(dòng)思維問卷(AutomaticThought Questionnaire, ATQ) (Clarke, Kingston, James, Bolderston, & Remington, 2014; Forman et al., 2012; Lappalainen et al., 2015; Waters, Frude, Flaxman, & Boyd, 2018; Zettle, Rains, & Hayes, 2011), 德雷塞爾解離問卷(Drexel Defusion Scale, DDS) (Juarascio et al., 2013), 白熊思維抑制量表(White Bear Thought Suppression Inventory, WBSI) (Lappalainen et al., 2015; Rost et al., 2012; Stafford-Brown & Pakenham, 2012)和青少年逃避與融合問卷(Avoidance and Fusion Questionnaire for Youth, AFQ-Y) (Levin et al., 2016)。在納入的9篇研究中, 主要使用整體精神癥狀(= 3)和抑郁(= 3)作為結(jié)果測(cè)量。

合并效應(yīng)值的三個(gè)相關(guān)系數(shù)都具有較高顯著性(見表1), 異質(zhì)性顯著(= 83.65,< 0.001)。在認(rèn)知解離作為中介變量的中介模型檢驗(yàn)中, 雖然X→Y階段二路徑系數(shù)(= 0.40)比階段一系數(shù)(= 0.43)有所下降, 但下降的值極小, 間接效應(yīng)只占總效應(yīng)的10%, 進(jìn)一步Sobel檢驗(yàn)顯示, 認(rèn)知解離在ACT與心理健康結(jié)果改變之間的中介作用不顯著(= 1.39,= 0.17 )。

3.2.4 此時(shí)此刻

納入14項(xiàng)RCTs研究, 樣本量1613, 最主要測(cè)量工具為五因素正念問卷(Five Facet Mindfulness Questionnaire, FFMQ) (例如, Eilenberg et al., 2017), 還有部分研究使用肯塔基正念技能問卷(Kentucky Inventory of Mindfulness Skills, KIMS) (Forman et al., 2007; Gumley et al., 2017; White et al., 2011), 費(fèi)城正念問卷(Philadelphia Mindfulness Scale, PMS) (Levin et al., 2017b; Levin, Haeger, Pierce, & Cruz, 2017a)和正念注意覺察量表(Mindful Attention Awareness Scale, MAAS) (Clarke et al., 2014)。在納入的研究中, 主要使用抑郁(= 7)作為結(jié)果測(cè)量, 其次是整體精神癥狀(= 6)。

合并效應(yīng)值的三個(gè)相關(guān)系數(shù)都具有高顯著性(見表1)且異質(zhì)性顯著(= 674.31,< 0.001), 具有較大異質(zhì)性(> 89%)。在此時(shí)此刻作為中介變量的路徑模型檢驗(yàn)中, ACT對(duì)心理健康結(jié)果的改變路徑(= 0.21), 比直接路徑(= 0.30)有顯著下降, 但仍然保持著顯著水平, Sobel檢驗(yàn)顯示, 此時(shí)此刻ACT與心理健康結(jié)果改變之間的中介作用顯著(= 2.89,= 0.003), 說明此時(shí)此刻在二者的關(guān)系中起到部分中介的作用。

3.2.5 價(jià)值

納入5篇RCTs的研究文獻(xiàn), 樣本量285, 主要測(cè)量工具為個(gè)人價(jià)值問卷(Personal Values Questionnaire, PVQ) (Levin et al., 2016), 價(jià)值問卷(Valuing Questionnaire, VQ) (Levin et al., 2017b), 慢性疼痛價(jià)值問卷(Chronic Pain Values Inventory, CPVI) (Alonso-Fernández, López-López, Losada, González, & Wetherell, 2013; Johnston, Foster, Shennan, Starkey, & Johnson, 2010), 價(jià)值生活問卷(Valued Living Questionnaire, VLQ) (Clarke, Taylor, Lancaster, & Remington, 2015; Stafford-Brown & Pakenham, 2012)。在納入的5篇研究中, 使用整體精神癥狀(= 3)和抑郁(= 2)作為結(jié)果測(cè)量。合并效應(yīng)值的三個(gè)相關(guān)系數(shù)都具有高顯著性(見表1), M具有較高的異質(zhì)性(= 0.77), 因此仍然支持使用隨機(jī)效應(yīng)模型。在價(jià)值作為中介變量的路徑模型檢驗(yàn)中, ACT的對(duì)心理健康結(jié)果的改變路徑(= 0.08), 比直接路徑(= 0.16)有顯著下降, 且不顯著, Sobel檢驗(yàn)顯示, 價(jià)值在ACT與心理健康結(jié)果改變之間的中介作用顯著(= 2.16,= 0.03)。

3.3 ACT相較之傳統(tǒng)CBT作用機(jī)制的檢驗(yàn)

以ACT作為干預(yù)組, 傳統(tǒng)CBT作為控制組, 考察相較之傳統(tǒng)CBT組, ACT的作用機(jī)制是否依然能被檢驗(yàn)到。以心理靈活性作為假設(shè)的中介機(jī)制, 納入研究文獻(xiàn)8篇(RCTs = 7, 準(zhǔn)實(shí)驗(yàn) = 1), 樣本量517, 使用整體精神癥狀(= 4)和焦慮(= 4)作為結(jié)果測(cè)量。合并效應(yīng)值的三個(gè)相關(guān)系數(shù)異質(zhì)性較低(< 37%), 且不顯著(= 22.15,= 0.39)。在中介的路徑模型檢驗(yàn)中, 與傳統(tǒng)CBT比較, ACT對(duì)心理健康結(jié)果的改變路徑(= 0.11), 比直接路徑(= 0.12)有所下降, 但仍然保持著顯著水平, 直接效應(yīng)值為0.12, 間接效應(yīng)值為0.02, Sobel檢驗(yàn)顯示, 中介作用顯著(= 2.02,= 0.04), 說明心理靈活性在二者的關(guān)系中起到部分中介的作用。

3.4 基于網(wǎng)絡(luò)傳播機(jī)制檢驗(yàn)

特別考察ACT在基于網(wǎng)絡(luò)傳播的研究中, 以心理靈活性作為假設(shè)的中介機(jī)制是否依然能夠得以檢驗(yàn)。納入6項(xiàng)RCT效果量(4篇文獻(xiàn)), 樣本量681, 主要使用抑郁(= 5)作為結(jié)果測(cè)量。TSSEM的第一階段異質(zhì)性檢驗(yàn)分析顯示, 合并效應(yīng)值的三個(gè)相關(guān)系數(shù)都具有高顯著性(見表1), 且異質(zhì)性水平顯著(= 37.02,< 0.001), X、M異質(zhì)性水平較低(分別為18%和34%), 而Y異質(zhì)性水平為71%。TSSEM的第二階段分析顯示, 在中介的路徑模型檢驗(yàn)中, 基于網(wǎng)絡(luò)傳播的ACT對(duì)心理健康結(jié)果的改變路徑(= 0.11), 相較之直接路徑(= 0.17)有所下降, 但仍然保持著顯著水平, 直接效應(yīng)值為0.22, 間接效應(yīng)值為0.06, Sobel檢驗(yàn)顯示, 中介作用顯著(= 3.6,< 0.001), 說明心理靈活性在二者的關(guān)系中起到部分中介的作用。

4 討論

本研究采用MASEM的方法, 系統(tǒng)檢驗(yàn)了ACT所假設(shè)的作用機(jī)制。其一, 在疼痛障礙、人格障礙、抑郁(障礙)、焦慮(障礙)、物質(zhì)濫用、職業(yè)倦怠等不同群體, ACT所假設(shè)的心理靈活性、接納、此時(shí)此刻、價(jià)值的中介作用都達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著, 認(rèn)知解離這一中介變量并不顯著, 而以已為景和承諾行動(dòng)因各只納入一篇研究無法進(jìn)行MASEM分析。其二, 這些機(jī)制在網(wǎng)絡(luò)化干預(yù)中仍然得到檢驗(yàn), 說明ACT的治療機(jī)制具有可遷移性。

其三, ACT在其所假設(shè)的改變機(jī)制上, 即心理靈活性及其所包含的6大成分, 較傳統(tǒng)CBT具有優(yōu)勢(shì)。與以往的元分析發(fā)現(xiàn)較為一致(Dimidjian et al., 2016)的是ACT在其相關(guān)聯(lián)的過程變量改變上, 相較之傳統(tǒng)CBT, 具有中等后測(cè)效果量(= 0.45)。但應(yīng)看到的, 在與傳統(tǒng)CBT的對(duì)比中, 本元分析納入的研究多數(shù)僅測(cè)量了心理靈活性。ACT對(duì)特定機(jī)制具有更大效果量, 并不意味著治療效果更好, 目前元分析的證據(jù)并無法得出ACT比傳統(tǒng)CBT更有效的結(jié)論(Dimidjian et al., 2016; Hacker et al., 2016; ?st, 2008; ?st, 2014; Powers, V?rding, & Emmelkamp, 2009), 但是, 正如共同因素說所主張的“渡渡鳥效應(yīng)”, 凡是有效的治療機(jī)制都應(yīng)該被獎(jiǎng)勵(lì), 這有助于后續(xù)研究進(jìn)一步厘清不同治療方法共同的作用機(jī)制。正如ACT與以人為中心治療的比較研究中發(fā)現(xiàn)的: 以人為中心療法對(duì)ACT所提出的心理靈活性具有同等的改變效果(Lang et al., 2017)。

值得注意的是, ACT中認(rèn)知解離的中介效應(yīng)不顯著。可能的原因是, 在納入測(cè)量認(rèn)知解離的9篇文獻(xiàn)中, 有3篇的對(duì)照組是傳統(tǒng)CBT或CT組(Clarke et al., 2014; Hancock & Swain, 2016; Hancock et al., 2016; Zettle et al., 2011), 而ACT與傳統(tǒng)CBT (或CT)可能都發(fā)生了認(rèn)知解離。

不少研究者認(rèn)為, ACT所提出的認(rèn)知解離和傳統(tǒng)CBT的認(rèn)知重建概念具有異曲同工之處(Dimidjian et al., 2016; Swain et al., 2015), 研究者推測(cè)二者可能有潛在相同的作用機(jī)制(Forman et al., 2012)。雖然傳統(tǒng)CBT并沒有明確討論認(rèn)知解離, 但有研究提供了證據(jù), 即認(rèn)知解離不僅在ACT中發(fā)生改變, 在傳統(tǒng)CBT中同樣發(fā)生(Arch et al., 2012); 而ACT療法也同樣改變了傳統(tǒng)CBT中所強(qiáng)調(diào)的功能失調(diào)性思維(任志洪等, 2016)。認(rèn)知解離被定義為減少認(rèn)知的字面性質(zhì), 其結(jié)果是“通常減少對(duì)個(gè)體事件的可信度或依附性”(Hayes et al., 2006), 換言之, 把負(fù)性思維看作一種行為, 從而更好地把事件與所衍生的意義分離(Larsson, Hooper, Osborne, Bennett, & McHugh, 2016)。而在傳統(tǒng)CBT中, 這種現(xiàn)象也被稱為元認(rèn)知覺察(metacognitive awareness), 即“負(fù)性思維認(rèn)知……被看作是個(gè)體經(jīng)歷的心理事件, 而非自我本身”(Takahashi, Muto, Tada, & Sugiyama, 2002)。這些證據(jù)表明了ACT認(rèn)知解離與傳統(tǒng)CBT認(rèn)知重建的重疊性, 即降低認(rèn)知的可信度。如何降低認(rèn)知可信度呢? 有研究者進(jìn)一步指出, 認(rèn)知重建和接納有助于降低對(duì)心理事件的抑制和心理回避, 而這過程包括聚焦、識(shí)別和打斷消極思維, 這可能也是一種暴露形式(Swain et al., 2015); 而ACT的諸多練習(xí), 比如單詞游戲(單詞重復(fù)、搞怪聲音、慢說話、唱出思維、單詞翻譯), 這些暴露程序使當(dāng)事人反復(fù)接觸高頻度的相關(guān)刺激, 直到其語言所引出的功能減弱(Assaz, Roche, Kanter, & Oshiro, 2018)。簡(jiǎn)言之, 暴露可能是認(rèn)知解離與認(rèn)知重建共同的作用機(jī)制。

本研究的局限: (1)本研究?jī)H關(guān)注隨機(jī)和非隨機(jī)對(duì)照組研究, 而其他類型的研究, 比如個(gè)案研究, 可能可以為ACT的作用機(jī)制在治療過程中的變化提供更為深入的理解; (2)所納入的實(shí)證研究, 其研究對(duì)象、精神障礙或心理問題類型不盡相同, 各項(xiàng)實(shí)證研究的具體操作和數(shù)據(jù)收集方法具有差異。這也正是元分析一直存在的“蘋果和橙子問題” (apple and orange problem); 但納入元分析的實(shí)證研究也具有共性, 都關(guān)注ACT對(duì)精神障礙或心理問題的治療效果, 這些共性是元分析得以進(jìn)行的基礎(chǔ)。(3)從理論假設(shè)上來說, 6個(gè)成分應(yīng)是一階因素, Hayes用心理靈活性一詞作為6大機(jī)制的統(tǒng)稱, 那么心理靈活性應(yīng)該是二階因素。所以, 可能存在更為復(fù)雜的機(jī)制模型, 比如, ACT治療→某個(gè)ACT成分→心理靈活性→治療效果, 或者是: ACT治療→心理靈活性→某個(gè)ACT成分變化→治療效果。然而, 元分析是基于已有實(shí)證研究的再分析, 而在納入的實(shí)證研究中極少同時(shí)測(cè)量了心理靈活性及6大成分, 因此在本研究中, 我們無法檢驗(yàn)更為復(fù)雜的ACT作用機(jī)制模型。(4) MASEM方法本身具有一定的局限性, 特別是本研究對(duì)作用機(jī)制的考察報(bào)告了Sobel經(jīng)典中介檢驗(yàn)結(jié)果, 該法近年來也受到正態(tài)分布假設(shè)和統(tǒng)計(jì)功效較低的詬病(MacKinnon, et al., 2007); 且應(yīng)該注意到, 原始研究中其中介變量和治療結(jié)果變量的測(cè)量方法可能存在共同測(cè)量偏差, 本研究結(jié)果可能也受其影響。

5 臨床研究啟示

(1)應(yīng)盡可能全面測(cè)量ACT的6大核心機(jī)制?，F(xiàn)有研究主要使用的AAQ和AAQ-II更趨向于測(cè)量全局的心理靈活性, 而對(duì)6大具體核心機(jī)制的檢驗(yàn)較少。許多研究并沒有同時(shí)測(cè)量6大作用機(jī)制, 可能是其測(cè)量工具上的不便, 不同的機(jī)制使用了不同的測(cè)量工具。因而, 最近有研究者開發(fā)同時(shí)測(cè)量ACT六大成分的測(cè)量工具(Francis, Dawson, & Golijani-Moghaddam, 2016), 雖然其信效度仍需臨床研究進(jìn)一步檢驗(yàn)。

(2)現(xiàn)有對(duì)ACT的研究聚集于癥狀的改善, 后續(xù)研究應(yīng)關(guān)注其對(duì)美好生活提升的影響。一些觀點(diǎn)認(rèn)為, ACT的6大機(jī)制可以分為三大模塊(Villatte et al., 2016): 接納和認(rèn)知解離屬于“開放”模塊, 目的是降低思維、情感和感覺的有害反應(yīng); 價(jià)值和承諾行動(dòng)屬于“行動(dòng)”模塊, 側(cè)重強(qiáng)化動(dòng)機(jī)和增加有意義行為; 而接觸當(dāng)下和以已為景主要是為了促進(jìn)自我覺察, 在“開放”和“行動(dòng)”模塊中都包含, 但并沒有特意強(qiáng)調(diào)。就納入本元分析的文獻(xiàn)而言, 多數(shù)研究聚集的是“開放”模塊, 而對(duì)“行動(dòng)”模塊的關(guān)注較少。事實(shí)上, “行動(dòng)”模塊具有極為重要的意義。一方面是, 接納承諾療法倡導(dǎo)者Hayes一再?gòu)?qiáng)調(diào)應(yīng)該把該療法的縮寫“ACT” (Acceptance and Commitment Therapy)讀成Act (行動(dòng)), 而不是逐字母讀成“A-C-T”, 以體現(xiàn)該療法中“承諾行動(dòng)”的重要性; 另一方面, 在積極心理學(xué)的影響下, 心理健康的雙因素模型認(rèn)為, 心理健康并非僅是沒有心理疾病, 還應(yīng)有較高的幸福感(Keyes, Shmotkin, & Ryff, 2002)。聚集于接納和認(rèn)知解離的干預(yù)機(jī)制在降低心理疾病癥狀上有較大效果; 而價(jià)值和承諾行動(dòng)則更有助于提升幸福感水平(Villatte et al., 2016)。此外, 對(duì)很多癥狀來說, 特別是一些與軀體相關(guān)的心理癥狀, 比如疼痛障礙, 其生理和心理癥狀本身可能并不能徹底根除, 這就需要當(dāng)事人學(xué)會(huì)與癥狀較長(zhǎng)時(shí)間相處, 那么幫助當(dāng)事人尋求過與自己價(jià)值一致的生活, 就顯得尤為重要。

(3)研究設(shè)計(jì)上建議基于RCT多點(diǎn)測(cè)量, 結(jié)合瞬時(shí)評(píng)價(jià)方法。幾乎所有的研究都沒有滿足治療研究中介變量檢驗(yàn)的要求?？赡茏R(shí)別中介變量研究的最大挑戰(zhàn)是證明中介變量的改變而導(dǎo)致癥狀的改變這一因果關(guān)系。因此, 盡管經(jīng)過30多年的過程研究, 仍無法對(duì)心理治療的改變機(jī)制有清晰、明確的實(shí)驗(yàn)解釋(Lemmens et al., 2016)。即使是旨在考察治療改變的因果過程研究, 欲證明因果關(guān)系也是很困難的。首先, 確定觀測(cè)的最佳時(shí)間和間隔, 以捕獲治療改變的臨界點(diǎn), 是一件困難而微妙的事情, 特別是在治療的變化速度和形態(tài)并沒有先驗(yàn)信息的情況下。研究者需要在最優(yōu)化研究設(shè)計(jì)、當(dāng)事人負(fù)擔(dān)和對(duì)數(shù)據(jù)過多測(cè)量所造成的測(cè)量假象風(fēng)險(xiǎn)等方面獲得平衡(Longwell & Truax, 2005)。此外, 研究設(shè)計(jì)通常是基于治療改變是漸進(jìn)和線性的假設(shè)。然而, 各種研究表明, 改變經(jīng)常是突然發(fā)生的, 而不是在治療過程中逐漸發(fā)生(Aderka, Nickerson, B?e, & Hofmann, 2012)。如果治療確實(shí)是突然獲益(例如“啊哈體驗(yàn)”), 那么抓住這一時(shí)刻可能非常困難, 更不用說評(píng)估機(jī)制變化與癥狀改變之間的時(shí)序關(guān)系(Lemmens et al., 2016)。然而, 隨著網(wǎng)絡(luò)化干預(yù)發(fā)展, 特別是基于手機(jī)APP干預(yù)應(yīng)用的嘗試(Levin et al., 2017a), 結(jié)合當(dāng)事人主動(dòng)報(bào)告瞬時(shí)評(píng)價(jià)的日常經(jīng)驗(yàn)取樣法(Experience Sampling Method) (Hektner, Schmidt, & Csikszentmihalyi, 2007)去捕獲干預(yù)的突然獲益逐漸成為可能, 這將有助于厘清改變機(jī)制。

(4)在傳統(tǒng)中介檢驗(yàn)法的基礎(chǔ)上, 盡可能使用更高級(jí)、更先進(jìn)的統(tǒng)計(jì)方法。根據(jù)Kazdin (2007)治療中介檢驗(yàn)的建議, 現(xiàn)有治療機(jī)制檢驗(yàn)多數(shù)采用推薦的Bootstrap法進(jìn)行中介檢驗(yàn)(Preacher & Hayes, 2008)。而一些研究者認(rèn)為, 僅通過前后測(cè)(或追蹤)探索治療的改變機(jī)制是不足夠的, 要考察治療過程中介變量和結(jié)果變量的變化趨勢(shì), 應(yīng)該在治療期間對(duì)二者進(jìn)行多點(diǎn)測(cè)量(Black & Chung, 2014)。極少ACT研究者開始在每次治療單元都進(jìn)行機(jī)制和效果測(cè)量, 并使用與多點(diǎn)測(cè)量相對(duì)應(yīng)的縱向中介模型分析; 而已有研究大多采用混合效應(yīng)回歸模型, 即以時(shí)間、中介變量和結(jié)果變量為層一, 被試個(gè)體間差異為層二, 以考察隨著時(shí)間變化每干預(yù)單元機(jī)制與結(jié)果變量的變化情況(Forman et al., 2012; Kemani et al., 2016)。然而, 近年來新發(fā)展的縱向中介模型分析技術(shù)(Grimm, Ram, & Estabrook, 2017), 比如潛變量增長(zhǎng)曲線模型(Latent Growth Curve Models, LGCM)、潛變量變化分?jǐn)?shù)模型(Latent Change Score Models)和多水平結(jié)構(gòu)方程模型(Multilevel Structural Equation Modeling)也應(yīng)值得嘗試。

6 結(jié)論

本研究采用元分析結(jié)構(gòu)方程模型, 通過對(duì)50篇ACT研究中介機(jī)制的檢驗(yàn), 得出以下結(jié)論：(1) ACT所假設(shè)的心理靈活性、接納、此時(shí)此刻、價(jià)值的中介作用都達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著; 認(rèn)知解離這一中介變量并不顯著; (2) ACT在所假設(shè)的機(jī)制上有其區(qū)別于傳統(tǒng)CBT的優(yōu)勢(shì); (3)這些機(jī)制在網(wǎng)絡(luò)化干預(yù)中仍然得到檢驗(yàn), 說明ACT治療的機(jī)制具有可遷移性。

Aderka, I. M., Nickerson, A., B?e, H. J., & Hofmann, S. G. (2012). Sudden gains during psychological treatments of anxiety and depression: A meta-analysis.(1), 93–101.

Alonso-Fernández, M., López-López, A., Losada, A., González, J. L., & Wetherell, J. L. (2013). Acceptance and commitment therapy and selective optimization with compensation for institutionalized older people with chronic pain: A pilot study.(2), 264–277.

Alsubaie, M., Abbott, R., Dunn, B., Dickens, C., Keil, T. F., Henley, W., & Kuyken, W. (2017). Mechanisms of action in mindfulness-based cognitive therapy (MBCT) and mindfulness-based stress reduction (MBSR) in people with physical and/or psychological conditions: A systematic review.55, 74–91.

Arch, J. J., Eifert, G. H., Davies, C., Vilardaga, J. C. P., Rose, R. D., & Craske, M. G. (2012). Randomized clinical trial of cognitive behavioral therapy (CBT) versus acceptance and commitment therapy (ACT) for mixed anxiety disorders.(5), 750–765.

Assaz, D. A., Roche, B., Kanter, J. W., & Oshiro, C. K. B. (2018). Cognitive defusion in acceptance and commitment therapy: What are the basic processes of change.(4), 405–418.

A-Tjak, J. G. L., Davis, M. L., Morina, N., Powers, M. B., Smits, J. A. J., & Emmelkamp, P. M. G. (2015). A meta-analysis of the efficacy of acceptance and commitment therapy for clinically relevant mental and physical health problems.(1), 30–36.

Avdagic, E., Morrissey, S. A., & Boschen, M. J. (2014). A randomised controlled trial of acceptance and commitment therapy and cognitive-behaviour therapy for generalised anxiety disorder.(2), 110–130.

Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations(6), 1173–1182.

Beck, A. T. (1993). Cognitive therapy: Past, present, and future.(2), 194–198.

Black, J. J., & Chung, T. (2014). Mechanisms of change in adolescent substance use treatment: How does treatment work?.(4), 344–351.

Bluett, E. J., Homan, K. J., Morrison, K. L., Levin, M. E., & Twohig, M. P. (2014). Acceptance and commitment therapy for anxiety and OCD spectrum disorders: An empirical review.(6), 612–624.

Bond, F. W., Hayes, S. C., Baer, R. A., Carpenter, K. M., Guenole, N., Orcutt, H. K., … Zettle, R. D. (2011). Preliminary psychometric properties of the Acceptance and Action Questionnaire-II: A revised measure of psychological inflexibility and experiential avoidance.(4), 676–688.

Cheung, M. L., & Chan, W. (2005). Meta-analytic structural equation modeling: A two stage approach.(1), 40–64.

Cheung, M. W. L. (2014). Fixed- and random-effects meta-analytic structural equation modeling: Examples and analyses in R.(1), 29–40.

Cheung, M. W. L. (2015).Chichester, West Sussex, UK: John Wiley & Sons.

Clarke, S., Kingston, J., James, K., Bolderston, H., & Remington, B. (2014). Acceptance and commitment therapy group for treatment-resistant participants: A randomized controlled trial.(3), 179–188.

Clarke, S., Taylor, G., Lancaster, J., & Remington, B. (2015). Acceptance and commitment therapy–based self-management versus psychoeducation training for staff caring for clients with a personality disorder: A randomized controlled trial.(2), 163–176.

Cohen, J., Jr. (1988):(2nd Edition.). Hillsdale, NJ: Erlbaum.

Dimidjian, S., Arch, J. J., Schneider, R. L., Desormeau, P., Felder, J. N., & Segal, Z. V. (2016). Considering meta-analysis, meaning, and metaphor: A systematic review and critical examination of “Third Wave” cognitive and behavioral therapies.(6), 886–905.

Eilenberg, T., Hoffmann, D., Jensen, J. S., & Frostholm, L. (2017). Intervening variables in group-based acceptance & commitment therapy for severe health anxiety., 24–31.

Eustis, E. H., Hayes-Skelton, S. A., Roemer, L., & Orsillo, S. M. (2016). Reductions in experiential avoidance as a mediator of change in symptom outcome and quality of life in acceptance-based behavior therapy and applied relaxation for generalized anxiety disorder., 188–195.

Faul, F., Erdfelder, E., Lang, A. G., & Buchner, A. (2007). G*Power 3: A flexible statistical power analysis program for the social, behavioral, and biomedical sciences.(2), 175–191.

Forman, E. M., Chapman, J. E., Herbert, J. D., Goetter, E. M., Yuen, E. K., & Moitra, E. (2012). Using session-by-session measurement to compare mechanisms of action for acceptance and commitment therapy and cognitive therapy.(2), 341–354.

Forman, E. M., Herbert, J. D., Moitra, E., Yeomans, P. D., & Geller, P. A. (2007). A randomized controlled effectiveness trial of acceptance and commitment therapy and cognitive therapy for anxiety and depression.(6), 772–799.

Francis, A. W., Dawson, D. L., & Golijani-Moghaddam, N. (2016). The development and validation of the comprehensive assessment of acceptance and commitment therapy processes (CompACT).(3), 134–145.

Grimm, K. J., Ram, N., & Estabrook, R. (2017).New York, NY: The Guilford Press.

Gu, J., Strauss, C., Bond, R., & Cavanagh, K. (2015). How do mindfulness-based cognitive therapy and mindfulness-based stress reduction improve mental health and wellbeing? A systematic review and meta-analysis of mediation studies., 1–12.

Gumley, A., White, R., Briggs, A., Ford, I., Barry, S., Stewart, C., … McLeod, H. (2017). A parallel group randomised open blinded evaluation of acceptance and commitment therapy for depression after psychosis: Pilot trial outcomes (ADAPT)., 143–150.

Hacker, T., Stone, P., & MacBeth, A. (2016). Acceptance and commitment therapy-Do we know enough? Cumulative and sequential meta-analyses of randomized controlled trials., 551–565.

Hancock, K., & Swain, J. (2016). Long term follow up in children with anxiety disorders treated with acceptance and commitment therapy or cognitive behavioral therapy: Outcomes and predictors.(5), 317–329.

Hancock, K. M., Swain, J., Hainsworth, C. J., Dixon, A. L., Koo, S., & Munro, K. (2016). Acceptance and commitment therapy versus cognitive behavior therapy for children with anxiety: Outcomes of a randomized controlled trial.(2), 296–311.

Hayes, S. C. (2004).New York, NY: The Guilford Press.

Hayes, S. C., Luoma, J. B., Bond, F. W., Masuda, A., & Lillis, J. (2006). Acceptance and commitment therapy: Model, processes and outcomes.(1), 1–25.

Hayes, S. C., Villatte, M., Levin, M., & Hildebrandt, M. (2011). Open, aware, and active: Contextual approaches as an emerging trend in the behavioral and cognitive therapies., 141–168.

Hektner, J. M., Schmidt, J. A., & Csikszentmihalyi, M. (2007).Thousand Oaks, CA: Sage.

Higgins, J. P. T., & Thompson, S. G. (2002). Quantifying heterogeneity in a meta-analysis.(11), 1539–1558.

Hofmann, S. G., & Asmundson, G. J. G. (2008). Acceptance and mindfulness-based therapy: New wave or old hat?(1), 1–16.

Johnston, M., Foster, M., Shennan, J., Starkey, N. J., & Johnson, A. (2010). The effectiveness of an acceptance and commitment therapy self-help intervention for chronic pain.(5), 393–402.

Juarascio, A., Shaw, J., Forman, E., Timko, C. A., Herbert, J., Butryn, M., … Lowe, M. (2013). Acceptance and commitment therapy as a novel treatment for eating disorders: An initial test of efficacy and mediation.(4), 459–489.

Kazdin, A. E. (2007). Mediators and mechanisms of change in psychotherapy research.(1), 1–27.

Kemani, M. K., Hesser, H., Olsson, G. L., Lekander, M., & Wicksell, R. K. (2016). Processes of change in acceptance and commitment therapy and applied relaxation for long-standing pain.(4), 521–531.

Keyes, C. L. M., Shmotkin, D., & Ryff, C. D. (2002). Optimizing well-being: The empirical encounter of two traditions.(6), 1007–1022.

Lang, A. J., Schnurr, P. P., Jain, S., He, F., Walser, R. D., Bolton, E., ... Strauss, J. (2017). Randomized controlled trial of acceptance and commitment therapy for distress and Impairment in OEF/OIF/OND veterans.(S1), 74–84.

Lappalainen, P., Langrial, S., Oinas-Kukkonen, H., Tolvanen, A., & Lappalainen, R. (2015). Web-based acceptance and commitment therapy for depressive symptoms with minimal support: A randomized controlled trial.(6), 805–834.

Larsson, A., Hooper, N., Osborne, L. A., Bennett, P., & McHugh, L. (2016). Using brief cognitive restructuring and cognitive defusion techniques to cope with negative thoughts.(3), 452–482.

Lemmens, L. H. J. M., Müller, V. N. L. S., Arntz, A., & Huibers, M. J. H. (2016). Mechanisms of change in psychotherapy for depression: An empirical update and evaluation of research aimed at identifying psychological mediators., 95–107.

Levin, M. E., Haeger, J., Pierce, B., & Cruz, R. A. (2017a). Evaluating an adjunctive mobile app to enhance psychological flexibility in acceptance and commitment therapy.(6), 846–867.

Levin, M. E., Haeger, J. A., Pierce, B. G., & Twohig, M. P. (2017b). Web-based acceptance and commitment therapy for mental health problems in college students: A randomized controlled trial.(1), 141–162.

Levin, M. E., Hayes, S. C., Pistorello, J., & Seeley, J. R. (2016). Web-based self-help for preventing mental health problems in universities: Comparing acceptance and commitment training to mental health education.(3), 207–225.

Levin, M. E., Pistorello, J., Seeley, J. R., & Hayes, S. C. (2014). Feasibility of a prototype web-based acceptance and commitment therapy prevention program for college students.(1), 20–30.

Lipsey, M. W., & Wilson, D. B. (2001).Thousand Oaks, CA: Sage.

Lloyd, J., Bond, F. W., & Flaxman, P. E. (2013). The value of psychological flexibility: Examining psychological mechanisms underpinning a cognitive behavioural therapy intervention for burnout.(2), 181–199.

Longwell, B. T., & Truax, P. (2005). The differential effects of weekly, monthly, and bimonthly administrations of the beck depression inventory-II: Psychometric properties and clinical implications.(3), 265–275.

Luciano, J. V., Guallar, J. A., Aguado, J., Lopez-del-Hoyo, Y., Olivan, B., Magallon, R., … Garcia-Campayo, J. (2014). Effectiveness of group acceptance and commitment therapy for fibromyalgia: A 6-month randomized controlled trial (EFFIGACT study).(4), 693–702.

MacKinnon, D. P., Fairchild, A. J., & Fritz, M. S. (2007). Mediation analysis.(1), 593–614.

Millstein, D. J., Orsillo, S. M., Hayes-Skelton, S. A., & Roemer, L. (2015). Interpersonal problems, mindfulness, and therapy outcome in an acceptance-based behavior therapy for generalized anxiety disorder.(6), 491–501.

Montazemi, A. R., & Qahri-Saremi, H. (2015). Factors affecting adoption of online banking: A meta-analytic structural equation modeling study.(2), 210–226.

Morris, S. B. (2008). Estimating effect sizes from pretest-posttest-control group designs.(2), 364–386.

?st, L. G. (2008). Efficacy of the third wave of behavioral therapies: A systematic review and meta-analysis.(3), 296–321

?st, L. G. (2014). The efficacy of acceptance and commitment therapy: An updated systematic review and meta-analysis., 105–121.

Orwin, R. G. (1994). Evaluating coding decisions. In H. Cooper., & L. V. Hedges (Eds.),(pp. 139–162). New York, NY, US: Russel Sage Foundation.

Powers, M. B., V?rding, M. B. Z. V. S., & Emmelkamp, P. M. G. (2009). Acceptance and commitment therapy: A meta-analytic review.(2), 73–80.

Preacher, K. J., & Hayes, A. F. (2008). Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models.(3), 879–891.

Ren, Z. H., Li, X. Y., Zhao, L. B, Yu, X. L., Li, Z. H., Lai, L. Z, ... Jiang, G. R. (2016). Effectiveness and mechanism of internet-based self-help intervention for depression: The Chinese version of MoodGYM.(7), 818–832.

[任志洪, 李獻(xiàn)云, 趙陵波, 余香蓮, 李政漢, 賴麗足, … 江光榮. (2016). 抑郁癥網(wǎng)絡(luò)化自助干預(yù)的效果及作用機(jī)制——以漢化MoodGYM為例.(7), 818–832.]

Rost, A. D., Wilson, K., Buchanan, E., Hildebrandt, M. J., & Mutch, D. (2012). Improving psychological adjustment among late-stage ovarian cancer patient: Examining the role of avoidance in treatment.(4), 508–517.

Rothstein, H., Sutton, A. J., & Borenstein, M. (2005).Chichester, West Sussex, UK: John Wiley & Sons.

Ruiz, F. J. (2012). Acceptance and commitment therapy versus traditional cognitive behavioral therapy: A systematic review and meta-analysis of current empirical evidence.(3), 333–357.

Schmidt, F. L., & Hunter, J. E., (2015).(3rd ed.). Los Angeles, CA: Sage.

Stafford-Brown, J., & Pakenham, K. I. (2012). The effectiveness of an act informed intervention for managing stress and improving therapist qualities in clinical psychology trainees.(6), 592–513.

Swain, J., Hancock, K., Hainsworth, C., & Bowman, J. (2015). Mechanisms of change: Exploratory outcomes from a randomised controlled trial of acceptance and commitment therapy for anxious adolescents.(1), 56–67.

Takahashi, M., Muto, T., Tada, M., & Sugiyama, M. (2002). Acceptance rationale and increasing pain tolerance: Acceptance-based and Fear-based practice., 35–46.

Trompetter, H. R., Bohlmeijer, E. T., Veehof, M. M., & Schreurs, K. M. G. (2015). Internet-based guided self-help intervention for chronic pain based on acceptance and commitment therapy: A randomized controlled trial.(1), 66–80.

Villatte, J. L., Vilardaga, R., Villatte, M., Plumb Vilardaga, J. C., Atkins, D. C., & Hayes, S. C. (2016). Acceptance and commitment therapy modules: Differential impact on treatment processes and outcomes., 52–61.

Viswesvaran, C., & Ones, D. S. (1995). Theory testing: Combining psychometric meta‐analysis and structural equations modeling.(4), 865–885.

Wampold, B. E. (2013).New York, NY:Routledge.

Wampold, B. E., & Imel, Z. E. (2015).(2nd ed.). New York, NY: Routledge.

Waters, C. S., Frude, N., Flaxman, P. E., & Boyd, J. (2018). Acceptance and commitment therapy (ACT) for clinically distressed health care workers: Waitlist-controlled evaluation of an ACT workshop in a routine practice setting.(1), 82–98.

Westin, V. Z., Schulin, M., Hesser, H., Karlsson, M., Noe, R. Z., Olofsson, U., … Andersson, G. (2011). Acceptance and commitment therapy versus tinnitus retraining therapy in the treatment of tinnitus: A randomised controlled trial.(11), 737–747.

Wetherell, J. L., Afari, N., Rutledge, T., Sorrell, J. T., Stoddard, J. A., Petkus, A. J., … Atkinson, J. H. (2011). A randomized, controlled trial of acceptance and commitment therapy and cognitive-behavioral therapy for chronic pain.(9), 2098–2107.

White, R., Gumley, A., McTaggart, J., Rattrie, L., McConville, D., Cleare, S., & Mitchell, G. (2011). A feasibility study of acceptance and commitment therapy for emotional dysfunction following psychosis.(12), 901–907.

Wicksell, R. K., Ahlqvist, J., Bring, A., Melin, L., & Olsson, G. L. (2008). Can exposure and acceptance strategies improve functioning and life satisfaction in people with chronic pain and whiplash-associated disorders (WAD)? A randomized controlled trial.(3), 169–182.

Wicksell, R. K., Kemani, M., Jensen, K., Kosek, E., Kadetoff, D., Sorjonen, K., … Olsson, G. L. (2013). Acceptance and commitment therapy for fibromyalgia: A randomized controlled trial.(4), 599–611.

Yadavaia, J. E., Hayes, S. C., & Vilardaga, R. (2014). Using acceptance and commitment therapy to increase self-compassion: A randomized controlled trial.(4), 248–257.

Zarling, A., Lawrence, E., & Marchman, J. (2015). A randomized controlled trial of acceptance and commitment therapy for aggressive behavior.(1), 199–212.

Zeng, X. L., Liu, X. P., & Yu, S. (2011). The theoretical background, empirical study and future development of the acceptance and commitment therapy.(7), 1020–1026.

[曾祥龍, 劉翔平, 于是. (2011). 接納與承諾療法的理論背景、實(shí)證研究與未來發(fā)展.(7), 1020–1026.]

Zettle, R. D., Rains, J. C., & Hayes, S. C. (2011). Processes of change in acceptance and commitment therapy and cognitive therapy for depression: A mediation reanalysis of Zettle and Rains.(3), 265–283.

Zhang, Q., Wang, S. J., & Zhu, Z. H. (2012). Acceptance and commitment therapy (ACT): Psychopathological model and processes of change.(5), 377–381.

[張婍, 王淑娟, 祝卓宏 (2012). 接納與承諾療法的心理病理模型和治療模式.(5), 377–381.]

[1]納入的元分析文獻(xiàn)及特征編碼, 請(qǐng)見電子版的附表。

Mechanisms of the Acceptance and Commitment Therapy: A meta-analytic structural equation model

REN Zhihong; ZHAO Chunxiao; BIAN Cheng; ZHU; Wenzhen; JIANG Guangrong; ZHU Zhuohong

(Key Laboratory of Adolescent Cyberpsychology and Behavior (CCNU), Ministry of Education; School of Psychology, Central China Normal University; Key Laboratory of Human Development and Mental Health of Hubei Province, Wuhan 430079, China) (State Key Laboratory of Cognitive Neuroscience and Learning, IDG/McGovern Institution for Brain Research, Beijing Normal University, Beijing, 100875, China) (University of North Texas, Texas, 76203, United States) (Institute of Psychology, Chinese Academy of Sciences; The Key Laboratory of Mental Health, Institute of Psychology, Chinese Academy of Sciences, Beijing 100101, China)

Following the Behavioral Therapy and the Cognitive-Behavioral Therapy (CBT), Acceptance and Commitment Therapy (ACT) is considered as one of the third wave of behavioral therapies. ACT is based on the relational frame theory, and its therapeutic model includes 6 components (i.e., acceptance, cognitive defusion, self-as-context, committed action, contact with the present moment, values) and psychological flexibility. What is the empirical evidence for these hypothesized components or mechanisms? In recent years, integrating meta-analysis and structural equation modeling, the meta-analytic structural equation model (MASEM) has made it possible to systematically examine the mechanisms of psychotherapy. Compared to the traditional single randomized controlled trial (RCT) studies, the MASEM combines multiple samples to increase statistical power and obtain more robust model estimates. The current study utilized two-stage structural equation modeling (TSSEM) to examine three aspects of the mechanisms of ACT, including: (1) the mediational effects of psychological flexibility and the 6 components, (2) the unique mechanisms of ACT compared to CBT, and (3) the generalizability of these mechanisms to internet-based ACT interventions.

Studies were identified by searching Web of science, PsycARTICLES, PsycINFO, Pubmed, Elsevier, EBSCO, Wiley Online Library from the first available date until November, 2017. We used the search term Acceptance and Commitment Therapy combined with acceptance, cognitive defusion, self-as-context, committed action, contact with the present moment, values, or psychological flexibility. Selection criteria included: (1) adult sample (age > 18), (2) RCT or quasi-experimental design, which measured pre-post change with ACT interventions, (3) quantitative measures of psychological outcomes (clinical or non-clinical) before and after treatment, and (4) quantitative measures of mediational variables at pre and post treatment. Excluding criteria were (1) not having a control group, (2) mixed intervention studies, which integrated ACT with other interventions, or included the Acceptance component but not the complete ACT model, or used CBT with the Acceptance component, and (3) medication treatment as the control group. The metaSEM package in R was used for the TSSEM analysis to examine the mechanisms of ACT.

The literature search resulted in 50 studies, involving issues such as pain disorder, personality disorder, depression, anxiety, substance abuse, and work-related burnout among healthy populations. Most studies examined psychological flexibility (= 39), followed by contact with the present moment (= 14), acceptance (= 6), cognitive defusion (= 9), and values (= 5), whereas the studies of self-as-context (= 1) and committed action (= 1) were excluded from further MASEM analysis due to a low number of publications. Results indicated that (1) the mediational effects of psychological flexibility, acceptance, contact with the present moment, and values were significant, while the effects of cognitive defusion were not significant, (2) the mechanisms of ACT are evident in internet-based interventions, suggesting the generalizability of these mechanisms, and (3) compared to the traditional CBT, the hypothesized mechanisms of ACT have their unique advantages.

Implications for future studies: (1) measure all 6 core mechanisms as comprehensively as possible; (2) focus more on the increase of wellbeing as opposed to improvement of symptoms; (3) use RCT based multiple measurements combined with the experience sampling method; and (4) apply more advanced statistical methods in addition to the traditional mediation statistics.

acceptance and commitment therapy; meta-analytic structural equation model; mechanism; mediational study; cognitive-behavior therapy

R395

10.3724/SP.J.1041.2019.00662

2018-08-10

* 國(guó)家社科基金項(xiàng)目(16CSH051)資助。

祝卓宏, E-mail: zhuzh@psych.ac.cn