互联网干预29（2022）100556在线和面对面的设置：定量分析Christiane Eichenberga，1，*，Gabor Aranyib，c，1，Paul Rach c，Lisa Winter ca奥地利维也纳西格蒙德·弗洛伊德私立大学医学院心身研究所b匈牙利Eotvos Lorand大学教育和心理学系松巴特海伊教育和心理学研究所c西格蒙德·弗洛伊德私立大学心理治疗科学学院，奥地利A R T I C L EI N FO保留字：帮助联盟问卷在线心理治疗远程心理治疗治疗联盟治疗关系治疗环境A B S T R A C T政府为应对新冠肺炎疫情而在奥地利实施的封锁措施，迫使心理治疗实践于二零二零年仅在网上进行数月。虽然有证据支持心理治疗在远程环境中的有效性，但研究在线心理治疗中的治疗联盟的研究仍然有限，特别需要研究评估从面对面到在线的治疗环境变化的可能影响，反之亦然。我们在维也纳西格蒙德·弗洛伊德大学成人门诊部使用帮助联盟问卷（HAQ）测量了来访者-治疗师二人组的治疗联盟。87对二人组完成HAQ两次，评估三个时间点：从面对面转换为在线治疗后，在设置更改前对其联盟进行回顾性评估，并同时描述在线治疗期间的经验，然后在解除封锁限制后转换回面对面设置后进行另一次评估。通过拟合多水平线性模型分析数据，其中变量人（客户/治疗师）和时间（在线治疗前;在线治疗;回到面对面）嵌套在客户-治疗师二元组中。我们发现，随着时间的推移，治疗联盟的质量在统计学上有显著的小幅度改善，但由于治疗环境的变化，没有差异。HAQ分量表的单独分析显示，客户评价他们的关系在统计学上显着高于他们的治疗师与中等效果大小，而有没有成功评级随时间和设置的差异研究结果支持在线治疗的可行性方面的治疗联盟一般，特别是面对面和在线治疗设置之间的交替1. 介绍1.1. 背景自世界卫生组织于2020年3月11日宣布新型冠状病毒为大流行病（WHO，2020年）以来，世界各国政府的应对措施是封锁公共生活的各个方面，试图遏制病毒的传播。为应对2019冠状病毒病疫情，奥地利联邦政府于2020年春季实施封锁，仅允许在某些情况下离开住所，以减少社交接触。因此，心理治疗的设置也必须适应，这需要迅速改变心理治疗门诊诊所的做法。维也纳西格蒙德·弗洛伊德大学（SFU）的成人门诊部迅速建立了一个诊所，对客户（Bric和Raile，2020）和心理治疗师继续通过Skype、Zoom或电话在完全远程设置预计心理治疗次数将大幅减少，一些人呼吁及时缓解（例如，参见Fiegl，2020）;然而，后来的研究发现，治疗提供迅速正常化。例如，pronova BKK健康保险公司在德国进行了一项调查，根据该调查，只有12.5%的患者在封锁期间较少或根本不来（Panke，2020）。Uhl et al.（2020）调查了疫情初期奥地利心理治疗实践中的客户退出情况，发现43%的心理治疗在2020年3月（封锁开始）没有进行，4月高峰期为31%，5月再次放松封锁措施前只有13%退出。与此同时，一项对1500名奥地利人进行的* 通讯作者。电子邮件地址：c. sfu.ac.at（C.Eichenberg），gabor. sfu.ac.at（G.Aranyi），info@rachpaul.com（P.瑞秋），丽莎。温特@ sfu.ac.at（L。Winter）。1 C. Eichenberg和G. Aranyi对这项工作做出了同样的贡献，并分享了共同的第一作者。https://doi.org/10.1016/j.invent.2022.100556接收日期：2021年11月24日;接收日期：2022年6月30日;接受日期：2022年在线预订2022年2214-7829/© 2022作者。由Elsevier B. V.发布，这是CC BY-NC-ND许可证下的开放获取文章（http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/）。可在ScienceDirect上获得目录列表互联网干预期刊主页：www.elsevier.com/locate/inventC. Eichenberg等人互联网干预29（2022）1005562===-=心理治疗师，他们发现通过电话治疗的数量增加了979%，通过互联网增加了1561%（Probst等人， 2020年）。有证据表明，在线治疗在治疗效果方面优于传统的面对面治疗。例如，最近的荟萃分析（Fernandez et al.，2021）基于56个组内和47个组间研究发现，在不同的治疗方向和各种诊断类型的治疗结果方面，面对面和视频提供的心理治疗之间的差异可以忽略不计。从大流行开始，在心理治疗背景下使用数字媒体就引起了争议（Eichenberg，2021）。然而，根据德国心理治疗师协会（DPtV）于二零二零年四月进行的一项调查，在完成调查的4466名心理治疗师中，77%决定在短时间内提供远程治疗，尽管59%认为基于视频的治疗效果不 如 传 统 的 面 对 面 设 置 （ Deutsche Psychother-apeut*innenVereinigung，二零二零年）。同样，一项对提供在线服务的治疗师的国际性调查（B'e k'es等人， 2021）确定了与在线治疗相关的挑战，包括四个因素（情感联系，会议期间的分心，确保足够的患者隐私，以及在会议期间保持界限），并得出结论，尽管这些挑战最初会产生负面影响，在治疗关系方面，治疗师对网上治疗的看法随着时间的推移而变得更加积极。在封锁的第一周对1162名奥地利心理治疗师进行的在线调查发现，远程治疗（通过电话或视频进行的治疗）比预期的更积极，基于网络的心理治疗比基于电话的心理治疗更积极（在与面对面心理治疗的可比性方面）（Humer et al.， 2020年）。1.2. 目前研究虽然存在大量关于治疗关系在面对面心理治疗中的关键作用的文献（例如，参见Norcross，2010），关于在线干预中的治疗联合的研究仍然有限（Simpson等人，2020;也可参见Frittgen和Haltaufderheide，2021，讨论在线治疗中治疗关系的伦理相关方面）。2012年进行的电子治疗中治疗关系的系统性文献综述（Sucala et al.，2012）发现，仅有少数可用的研究（840个中的11个）调查了治疗关系，并且仔细地得出结论，就治疗联盟而言，电子治疗似乎等同于面对面治疗。相反，Nor-wood等人（2018）进行的一项系统性综述和荟萃分析发现，12项研究涉及视频会议心理治疗中的工作联盟，并得出结论，工作联盟不如面对面的交付，尽管症状减轻是等同的。需要更多的实证研究来了解治疗方法环境影响治疗关系的质量。具体来说，很少有人知道在经验的基础上，治疗师和客户如何经历从通常的身体接触现场的做法，网上设置，反之亦然。此外，这种知识不仅在大流行的背景下有价值，特别是如果人们假设未来在线治疗的重要性和流行性会增加。为了解决上述问题，目前的研究探讨了治疗联盟在两个环境变化中的变化：从面对面到在线，再回来。这里提出的分析集中在治疗联盟的定量分析报告的客户和他们的治疗师随着时间的推移和跨设置。我们还收集了几个关于参与者在环境变化方面的经验的非标准化问题;在单独的出版物中对这些问题进行了定性分析（Eichenberg等人，2021年）。在接下来的几节中进行的分析是为了回答以下研究问题。研究问题1：面对面和在线治疗环境的变化是否会影响治疗联盟的自我报告质量？研究问题2：来访者和他们的治疗师在不同环境下对治疗联盟的评估是否不同？西格蒙德·弗洛伊德大学的成人门诊为解决上述问题提供了一个有价值的领域。该诊所有大约1200名来自不同社会背景的患者，在任何给定的时间都有不同的诊断，由大约200名认证和实习治疗师以16种不同的语言和7种不同的治疗方向进行治疗。2. 方法我们使用德语版的帮助联盟问卷（Bassler et al.，1995），以衡量从传统治疗到视频电话，再回到传统治疗环境的变化对治疗关系的影响。该问卷可以在短时间间隔内重复用于过程研究，并且它可以用于治疗师（HAQ-F）和 患者 （HAQ-S ）的 版本 ，每个 版本 由11 个项 目组 成（Luborsky等人，1985年）。据作者所知，HAQ尚未用于评估Covid 19大流行背景下治疗环境变化的2.1. 数据收集通过SoSci Survey在线调查工具（https://www.soscisurvey.de）收集数据。客户和治疗师在切换到在线环境后（2020年3月）直接完成HAQ;他们提供了与切换前的面对面会议有关的回顾性评估，以及与在线治疗相关的同步评估。 因此，在两次数据收集会议的第一次中，他们评估了他们在转换之前的面对面体验和他们在在线治疗期间的体验。参与者在返回面对面环境（2020年6月）后，在第二次数据收集会议上再次完成HAQ，以便评估治疗关系随时间和环境的进展。 本研究获得了SFUVienna研究伦理委员会的批准（参考号：GBP2T6AFAO1S5@87916）。2.2. 参与者在数据收集开始时，SFU门诊诊所的150名实习治疗师中，91名报告在线看到他们的客户; 10名非德语治疗师被排除在外，另外15名未改变设置（仅在线）。我们联系了其余66名治疗师和他们的242名客户; 121名治疗师-客户对（二人组）完成了所有问题（50%的应答率）。在121对中，87人在每个时间点完成HAQ。在成对的54名治疗师中，83.3%（n45）为女性;他们的平均年龄为28.8岁（SD5.3）; 44.4%（n24）应用个体（阿德勒）治疗，20.4%（n11）系统性家庭治疗，16.7%（n9）整合完形（此外，4种精神分析治疗，3种CBT，2种存在主义治疗和1种以人为中心的治疗）。治疗师在家中进行远程治疗; 56%的人主要通过视频进行在线治疗，44%的人主要通过视频进行在线治疗。nantly只有音频。22在编写本报告之时，奥地利没有法律条例规范进行远程治疗的地点。由于我们没有控制在线治疗的提供方法（仅视频/音频），以避免干扰治疗过程，治疗师随着时间的推移并根据客户的需求采用它们，因此没有分析其效果C. Eichenberg等人互联网干预29（2022）1005563=-=-=-==-=-=-==-在87名客户中，60.9%（n53）为女性;平均年龄为29.9岁（SD9.9，范围：[18; 68]）; 33.3%（n29）拥有大学学位，43.7%（n38）完成了成熟; 11.5%（n10）全职工作，17.2%（n15）兼职工作，31.0%（n 27）学习，12.6%（n11）失业。在关系状况方面，43.7%（n38）是单身，33.3%（n29）有伴侣，6.9%（n 6）已婚，6.9%（n （6）离婚，生活和一个搭档注册治疗师根据ICD-10对38名（43.7%）客户进行了F3类别诊断（情绪/情感障碍），34例（39.1%）F4诊断（焦虑、分离、应激相关、躯体形式和其他非精神病性精神障碍）。平均治疗次数（截至2020年7月）为46.7（SD39.9;范围：[6; 214]）。2.3. 分析设计客户-治疗师对（二人组）被用作观察单位，因为客户和治疗师在测量点上提供的HAQ评分嵌入在共享的背景下，因此被视为依赖。我们通过用最大似然估计（R版本4.1.0，nlme包，lme函数）拟合一般线性模型（GLM）来分析数据，其中变量人（客户/治疗师）和时间（T1：在线治疗前; T2：在线治疗期间; T3：回到面对面治疗）被嵌套在客户-治疗师二元组中，以解释使用重复测量产生的自相关性（参见Field等人，2012年）。我们使用0.05的α水平进行每个统计检验（报告了精确的p值）。我们为时间变量设置了正交计划对比：一个对比是T1和T3与T2，比较面对面设置中的HAQ评分与在线治疗期间收集的HAQ评分。另一个时间对比是比较T1与T3（均为面对面设置），以评估HAQ评分随时间的任何变化根据以下（零）假设，通过检验可变时间对HAQ的主要影响，特别是上述第一个对比（T1和T3与T2）的主要影响，解决研究问题1H01。HAQ评分在治疗设置之间没有差异。对于第二次时间对比没有提出先验假设，但是，在没有设置变化的情况下，可以预期随着时间的推移会有一些改善（假设治疗干预有效）。研究问题2（客户和治疗师之间的差异）通过测试人对HAQ的主要影响以及其与时间的相互作用来解决，根据以下（零）假设：H02HAQ分数在客户和他们的治疗师之间没有差异H03。HAQ分数的客户和他们的治疗师并没有随着时间的推移而受到不同的影响。HAQ总分描述了治疗配合的质量，定义为所有11个项目的总和。HAQ还具有两个分量表（Bassler等人，1995），分别描述了受访者对治疗关系和治疗成功的满意度（以下简称：HAQ关系和HAQ成功）。HAQ总分（以下简称：HAQ总分或HAQ）是两个分量表（11个项目在6分量表上评分，从3分到3分，没有中间点）的总和。在下面的章节中，我们描述了心理测量3. 结果3.1. 描述性统计和量表属性HAQ及其子量表的描述性统计量见表1。在每个时间点，客户的关系和成功子量表中度相关，治疗师的关系和成功子量表高度相关;此外，在每个时间点，治疗师的关系和成功子量表的相关性在统计学上显著高于客户（表2）。HAQ总量表和每个分量表在所有时间点对来访者和治疗师都具有可接受的内部一致性（Cronbach α在0.71和0.79之间）。虽然我们缺乏验证性因素分析的适当样本量，但我们对来访者和治疗师进行了单独的主成分分析（每个时间点单独分析），并使用平行分析（Horn，1965）来确定要提取的成分数量，以探索HAQ的因素结构。就客户而言，出现了一个明确的因素结构，但项目1和2除外，这两个项目在各自的规模上产生交叉负荷和低负荷。在各个时间点，提取的组分占项目方差的59.5%至64.5%。 我们使用倾斜旋转（直接oblimin）;各时间点的组分相关性为0.294至0.335。总体而言，这些探索性分析支持的因素结构的HAQ在客户端。在治疗师的情况下，在每个时间点出现单组分结构。提取的组分占各时间点项目方差的47.8%至50%，每个项目在单个组分上的负荷高于0.40。这些发现以及表2中的子量表相关性表明，治疗师的治疗联盟质量（由HAQ测量）是一个更统一的概念，其中关系和成功密切相关。在对影响因素结构和影响因素进行探索性分析的基础上，由于每个（子）量表的内部一致性，HAQ Total的分析是完全合理的。至于治疗师在子量表水平分析中的情况，尽管我们的研究结果不支持原始因素结构（见Nübling等人，2017），我们认为这些项目代表了单一HAQ因素的内部一致子集，因此可以与客户评分进行比较。此外，我们认为，在研究的有限时间内，对治疗成功的看法可能不会改变太多，而对治疗关系的感知质量可能对设置变化更敏感（请注意，相同的假设适用于结果度量的不同方面3.2. HAQ共计人和时间对平均HAQ评分（和每个子量表）的影响见图1。表3显示了仅包括截距的基线模型（模型1）与包括截距变量人（模型2）;然后，还添加了变量时间（模型3）以及人与时间之间的交互作用（模型4）。人做对模型无显著贡献，χ2（1）3. 2 1 4 页0 . 0 7 3 ns这表明来访者和他们的治疗师之间的总体HAQ分数没有统计学上的显著差异（H0 2保留），尽管这种关系可以被视为一种趋势（见图10）。①的人。相反，添加变量时间导致模型中统计学显著改善，χ2（2）=9.223，p=0.010。此外，在两种药物之间没有统计学显著的相互作用效应。 预测因子（H0 3保留）。计划对比（作为包含所有效应的模型的回归参数）见表4。计划对比显示T1和T3之间HAQ评分统计学显著增加，t（344）=2.803，p=0.005，r=0.149（小），3和个别考虑分量表的理论原因，然后是HAQ总分析和子量表的单独分析。3我们根据Cohen（1988）解释r效应大小：0.10-小，0.30 -小。中号，0.50C. Eichenberg等人互联网干预29（2022）1005564===-表1HAQ分量表的描述性统计，按人（客户/治疗师）和时间（T1/T2/T3）分组规模人时间n是说SDQ25中值Q75I-Q范围MinMax范围Haq客户端T18722.1156.84817.52427.51043329T28722.5406.876182427.59.503333T38722.8976.78817.5242810.553328治疗师T18720.4607.53916202711-73340T28720.3107.88215222611-43337关系客户端T3T1878721.82814.1387.2153.43818122215271795-5633183812T28714.5293.330121617561812T38714.8283.335131617.54.551813治疗师T1 87 12.667 3.614 11 13 15 4 2 18 16T2 87 12.770 3.595 11 13 15 4 1 18 17成功客户治疗师电话：+86 13. 184 3.509 11 13 16 5-2 18 20电话：+86-315 - 1888888传真：+86-315 - 1888888沪ICP备16016666号-1沪ICP备16005550号-1电话：+86-755 - 8888888传真：+86-755 - 8888888电话：+86-510 - 8888888传真：+86-510 - 8888888电话：+86-10 - 8888888传真：+86-10 - 88888888注：HAQ项目采用7分制（-3至3分）评分表2随着时间的推移，客户和治疗师之间的关系和成功子量表的相关性（斯皮尔曼rho）差异。时间rS客户rS治疗师z差异p（双尾）电话：+86-020 - 8888888传真：+86-020 - 88888888电话：+86-021 - 8888888传真：+86-021 - 8888888电话：0755 - 8888888传真：0755 - 8888888注. 所有rS值p0.001。<表明随着时间的推移，治疗联合有了小的改善。然而，这种对比与变量人的相互作用没有统计学意义，t（344）0.764，p0.445，r0.041（小），表明治疗师和他们的客户没有受到不同的影响。HAQ评分在以下两组之间无统计学显著差异：在线（T2）和面对面（T1和T3）设置，t（344）=-1.203，p=.230 r 0.065（小）（保留H0 1）。总的来说，这些发现支持-在质量方面转向在线治疗的可行性 治疗联盟图1.一、 人（客户/治疗师）和时间（T1/T2/T3）对子量表平均HAQ评分的影响。表3HAQ总的一般线性模型：模型拟合。模型df AIC BIC LL比较χ2p1（基线）5 3232.017 3253.305-1611.0092（人）6 3230.803 3256.349-1609.401 1 vs 2 3.214.0733（时间）8 3225.579 3259.641-1604.790 2 vs 3 9.223.0104（人×时间）10 3227.269 3269.846-1603.635 3vs 4 2.310.315C. Eichenberg等人互联网干预29（2022）1005565===---==-=-===-3.3. HAQ关系变量人（χ2（2）12.763，p 0.001）和时间（χ2（2）12.422，p 0.002）均对模型有显著贡献，而相互作用效应无统计学显著性（表5）。<有没有统计学显著的高阶效应（保留H0 3），因此我们解释了主效应。 计划对比（表6）显示来访者和治疗师之间HAQ关系评分的统计学显著差异，t（86）第3.686页，第<001条，修正0.369（中等）;来访者对治疗关系的满意度高于治疗师（H02被否定）。T1和T3之间的HAQ关系评分也有统计学显著性增加，t（344）3.520，p0.001，r0.186（小），表明随着时间的推移，治疗关系略有改善。然而，面对面(T1和T3）和远程设置（T2），t（344）=-0.368，p=.713，r=0.020（小）（保留H0 1）。3.4. HAQ成功我们发现预测因子及其相互作用对HAQ成功评分无统计学显著影响（表7）。这一发现表明，尽管环境发生了变化，但随着时间的推移，治疗成功的看法在治疗师和客户之间保持稳定。与对比相关的效应量（表8）表明，每种效应都很小（规则0.1）。<只有时间的主要影响表明了一种趋势，表明随着时间的推移，可能会观察到治疗成功率的轻微改善（r0.09）;然而，需要更大的样本才能对这一小影响达到统计学显著性。4. 讨论、局限性和今后的工作我们将多水平线性模型与治疗联盟评级（HAQ总体、HAQ关系和HAQ成功量表）拟合，以随时间推移和治疗环境从治疗师及其客户收集的数据。具体来说，我们评估了人（客户/治疗师）的影响，即，治疗二人组的成员谁作出的评级，和时间（T1/T2/T3），即，当（和治疗设置下）的评级。由于高阶效应在每个量表的分析中无统计学显著性，相关效应-规模一直很小（每个r0.1），我们只解释了随着时间的推移，人和时间对治疗联盟的主要影响，<跨设置。研究问题1询问面对面和在线治疗环境之间的变化是否会影响自我报告的质量。表4HAQ总的一般线性模型：计划对比。效应b SE df t p r治疗联盟该问题通过计划的不同时间的正交对比来解决：在线（T2）和面对面（T1和T3）设置之间的一个对比，以及T1和T3之间的另一个对比，以评估随时间的总体变化。在线和面对面设置之间的对比在每个量表上均无统计学显著性，始终与小效应量相关（r值：HAQ 0.065;关系0.020;成功0.077，所有ns）。从这一发现中，我们得出结论，改变治疗环境对HAQ及其分量表测量的自我报告的治疗联盟质量没有影响相反，在HAQ总体和HAQ关系中，T1和T3之间的对比具有统计学显著性，效应量较小（r0.149和r0.186，分别），但不是在HAQ成功（r0.090，ns）。由此我们得出结论，随着时间的推移，治疗联盟总体上有所改善，这主要是由于随着治疗过程的进展，关系的感知质量有所改善。上述结果表明，治疗关系的改善不会受到环境变化的不利影响。研究问题2询问客户和他们的治疗师是否在不同环境下对治疗联盟的评估存在差异。HAQ总分分析发现，来访者与其治疗师之间的总体HAQ评分无统计学显著差异;然而，我们观察到的效应量介于小到中等之间（表4），图1显示，随着时间的推移，来访者的平均值始终高于治疗师的平均值，尽管置信区间重叠，表明了一种趋势。当考虑HAQ关系子量表时，客户和治疗师之间的差异具有统计学显著性，具有中等效应量（表6），客户报告对治疗关系的满意度较高。这一发现与治疗师的发展和培训有关，以及如何帮助治疗师在新的环境中更加自信，以及未来在这个方向上的研究。相反，我们没有发现客户和治疗师对HAQ成功的评级存在差异（图1）。我们的结论是，客户和他们的治疗师在他们的评级的治疗联盟，这是由于客户的评价关系的质量高于治疗师。由于我们没有发现人与时间之间的交互作用，我们得出结论，客户和治疗师没有受到不同的影响，在治疗环境的变化需要根据与以下方面有关的局限性来解释调查结果：样品、设计和测量属性。与抽样限制有关，我们无法扩大诊所内的参与者人数，因为我们联系了所有开始接受面对面治疗的治疗师和客户，并在封锁实施后切换到在线设置。尽管如此，我们可以在我们的样本中始终检测到中等效应量，并且一些小的效应达到统计学显著性。对来访者及其治疗师的描述显示了广泛的人口统计学背景，以及多种治疗取向表6HAQ关系子量表的一般线性模型：计划对比。效应b SE df t p r治疗师）和T3）表5HAQ关系子量表的一般线性模型：模型拟合。模型df AIC BIC LL比较χ2p1（基线）5 2432.718 2454.006-1211.3592（人）6 2421.954 2447.501-1204.977 1 vs 2 12.763.0013（时间）8 2413.532 2447.594-1198.766 2 vs 3 12.422.0024（人×时间）10 2416.813 2459.39-1198.407 3vs 4 0.719.698（截取）人（客户vs治疗师）21.692-0.8260.5360.4593448640.448-1.799<.001.0760.190（截取）人员（客户与13.686-0.8120.2650.2203448651.574-3.686<.001<.0010.369在线（T2）与F2F（T1和T3）-0.1330.110344-1.203.2300.065在线（T2）与F2F（T1）-0.0180.049344-0.368.7130.020T1 vs T30.5370.1923442.803.0050.149T1 vs T30.3020.0863443.520.0010.186人×在线vs F2F人×T1 vsT3-0.1450.1470.1110.192344344-1.3070.764.192.4450.0700.041人×在线vs F2F人×T1 vsT3-0.034-0.0430.0490.086344344-0.677-0.503.499.6150.0370.027C. Eichenberg等人互联网干预29（2022）1005566表7HAQ成功子量表的一般线性模型：模型拟合。模型df AIC BIC LL比较χ2p1（基线）5 2844.440 2865.728-1417.2202（人）6 2846.438 2871.983-1417.219 1 vs 2 0.002.9633（时间）8 2845.604 2879.665-1414.802 2 vs 3 4.834.0894（人×时间）10 2845.849 2888.426-1412.925 3vs 4 3.755.153表8HAQ成功子量表的一般线性模型：计划对比。对每届会议之前的准备和会后的整合也很有用。技术问题（参见Ghaneirad等人， 2021年）和潜在的组织问题也很重要：许多人报告了在线连接，相机定位和缺乏身体的问题人（客户vs治疗师）在线（T2）与F2F（T1和T3）0.013 0.287 86-0.047.963 0.0051.423.156 0.077语言（Abbass和Elliott，2020）;然而，参与者也注意到在线设置在灵活性方面的便利性（例如，预约和延长会议）。总之，研究结果表明，在线治疗具有显着的T1 vs T3 0.236零点一四344 1.685.093零点零九人×在线vs F2 F-0.1110.081344-1.376.170零点七四人× T1 vs T30.190零点一四344 1.356.176零点七三应用;我们相信这个细节支持我们的研究结果的普遍性。与设计限制有关，我们在一个会议上收集了T1（面对面）和T2（在线）评级，前者构成回顾性报告，后者是同期报告。由于锁定措施的快速实施以及随后几乎立即切换到在线设置，我们没有时间在切换实际发生之前收集有关T1的数据。至于与测量属性相关的限制，HAQ的因素结构不支持治疗师;然而，由于样本量限制，我们的分析仅为探索性分析，HAQ和子量表的内部一致性是足够的，即使在治疗师的情况下假设单因素结构，的 封锁 情况 提供 一 独特 机会 收集重复测量关于治疗联合随时间和跨环境的进展的数据。然而，由于时间和环境在这方面必然会混淆，今后的工作应试图分别处理这些因素，例如，通过平衡（先在线，然后面对面，反之亦然）。未来的研究还应考虑治疗取向作为协变量，或分类调节，治疗设置和联盟之间的关系。此外，可以通过控制各种因素（例如治疗疗程的数量）来更精确地研究设置变化的影响;然而，这种控制可能难以在生态有效的设置中实施。考虑到观察到的效应量和现有文献，我们认为治疗联合中的设置间差异可能更多的是定性而不是定量。由于目前研究的定性结果是用德语发表的（Eichenberg等人，2021年），我们在下面做了一个简短的总结。5. 定性结果除了HAQ项目外，还要求客户和治疗师通过回答（书面）一组固定问题来报告与锁定相关的设置变化的影响。内容分析显示，稳定的治疗关 系 有 助 于 应 对 环 境 变 化 ， 也 使 其 更 容 易 应 对 技 术 和 组 织 挑战（Leukhardt等人，2021年）。许多客户在在线环境中感到更安全，通常感觉更能够参与治疗过程，并且也可以轻松地管理回到个人面对面的变化据报道，治疗师和来访者都必须具备周边条件，例如有一个不受干扰 的 房 间 。 空 间 的 重 要 性 不 仅 在 传 统 的 面 对 面 治 疗 中 得 到 强调（Intelmann，2004），而且在当前的远程治疗研究中也得到了强调（例如，Isaacs Russell，2020）。许多客户注意到在线治疗的便利性，因为不必旅行;然而，在治疗期间，特别是对客户而言，在线治疗在方便性和情绪安全方面都有优势;因此，治疗师即使在大流行背景之外也应该提供在线治疗。然而，治疗师需要适当的技术准备，而法律法规必须灵活，以支持提供远程治疗。在线心理治疗并不意味着取代面对面的实践，而是补充它（克里斯滕森等人，2020年）。随着许多治疗师和他们的客户积累的在线设置的经验，我们预计在未来的远程治疗的普及率增加，希望没有来自外部环境的压力。6. 结论我们的研究结果支持了从面对面治疗到在线设置和治疗联盟的质量方面的可行性，正如治疗师和他们的客户使用帮助联盟问卷所报告的那样。虽然我们发现随着时间的推移，治疗联盟总体上有了小幅度的改善，但我们没有发现由于设置变化而产生的差异。治疗师和客户没有受到不同的影响，在治疗环境的变化。此外，治疗师倾向于将他们的满意度与治疗关系低于他们的客户，而没有治疗师和客户之间的评级方面的治疗成功。竞争利益作者声明，他们没有已知的可能影响本文所报告工作确认作者感谢维也纳西格蒙德·弗洛伊德私立大学成人门诊部的工作人员在数据收集方面的协助，以及在监督下的治疗师及其客户参与这项研究。特别感谢Jutta Fiegl教授的支持和Paul van Schaik教授对手稿的深刻评论。引用Abbass，A.，埃利奥特，J.，2020年。COVID-19危机中的预防措施和视频技术考虑。地址：Couns.心理学Q。1-13（检索日期：2021年11月15日）。https://doi.org/10.1080/09515070.2020.1784096。Bassler，M.，Potratz，B.，Krauthauser，H.，1995. 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