焦慮依附風格個案在諮商初期的晤談感受、工作同盟與諮商滿意之關係研究

DOI：10.6251/BEP.201812_50(2).0005

焦慮依附風格個案在諮商初期的晤談感

受、工作同盟與諮商滿意之關係研究

＊

陳慶福

王雅萱

國立屏東大學 教育心理與輔導學系 本研究探討諮商初期個案的晤談感受、工作同盟與諮商滿意的關係。本研究以 2014 年 10 月至 2016 年 7 月間，至台灣 13 所大學的諮商輔導中心，以至少接受 3 次個別諮商的第 3 次諮商之焦慮依 附風格大學生 N = 87 為對象。研究工具：第五版晤談評量問卷、工作同盟量表與諮商滿意量表。 本研究以「偏最小平方法結構方程模式」（PLS-SEM）驗證研究假設之因果模式。研究發現：晤 談感受對工作同盟有直接的影響，影響的效果值為 .84（p < .001）；工作同盟對諮商滿意也有直 接影響，影響效果值為 .56（p < .001）。晤談感受可透過工作同盟間接影響諮商滿意，效果值為 .47 （p < .001）；晤談感受對諮商滿意直接效果值為 .31（p < .01），晤談感受對諮商滿意的影響主要 為間接關係，工作同盟可能為晤談感受與諮商滿意之中介變項。 關鍵詞：工作同盟、晤談感受、焦慮依附風格、偏最小平方法結構方程模 式、諮商滿意

* 本文通訊作者：陳慶福，通訊方式：[email protected]。

過去國內已有若干的調查顯示，不少接受諮商的個案待在諮商中的時間短暫，約有四成的求 助個案，在接受諮商不到 3 次就選擇離開（陳秉華、廖鳳池，1993；程小蘋、賀孝銘與鄭麗芬， 1997；鄭麗芬，2001）。由於個案接受諮商的時間經常短暫，不少個案在諮商初期即流失，諮商也 被迫中止，此情形無論對個案、諮商師或諮商機構常造成負面的影響（張娟鳳，2001；Corning & Malofeeva, 2004）。

依附（attachment）是心理學相關領域的重要議題，Bartholomew 與 Horowitz（1991）參考 Bowlby （1982）的依附理論，提出安全（secure）、焦慮（preoccupied）、逃避（avoidant）和排除（exclusive） 四種依附風格的假說並加以驗證。這四種依附風格中的焦慮依附風格者，對自己常抱持負向意念， 尋求他人的接納，高度依賴他人以維護自己的正向自尊，以及常投入親密的人際關係，以滿足自 己的依賴需求。在過去，國內王慶福（2000）參考 Bartholomew 與 Horowitz 所提的依附風格假說， 並編製了區別安全、焦慮、逃避和排除的「人際依附風格量表」和「關係問卷」。過去以王慶福編 製的「人際依附風格量表」所進行台灣各地大學生依附風格的調查顯示，在王慶福（1995）、王慶福 兩度的調查發現，焦慮依附風格大學生，分別占了大學生人數的 31%和 35%。而張儷馨（2004）對 北部大學生的調查發現，焦慮依附風格大學生占了 25%。近年國內的一篇，也可能是目前國內唯一 的一篇，以台灣南部的大學尋求諮商個案的調查則顯示，焦慮依附風格個案，占了尋求個別諮商 個案的 44%（黃薰緣，2014）。過去的研究亦顯示，安全依附的個案，較容易和諮商師有正向的連 結，從諮商中獲益（Vera, Marilyn, & Jennifer, 2008），及持續接受諮商（Mahoney, 2007）。但是被 歸類為不安全依附個案中的焦慮依附風格個案，對諮商的服務常感到不滿意（黃薰緣，2014）， 有較高的社會焦慮和逃避，以及憂鬱疾患（Eng, Heimberg, Hart, Schneier, & Liebowitz, 2001）。

本研究旨在探討焦慮依附風格個案，在諮商初期的晤談感受（session impact）、工作同盟 (working alliance)與諮商滿意（counseling satisfaction）三者間的關係。以下作者就本研究所涉及的 晤談感受、工作同盟和諮商滿意三個變項，以及上述三個變項的相關文獻作探討。晤談感受、工 作同盟與諮商滿意是諮商歷程中的重要變項，也是經常被探討者。晤談感受是諮商參與者主觀感 受諮商的衝擊及影響（Stiles, 1980）；工作同盟則是達成有效諮商的重要因素，且諮商初期的工作 同盟經常可以預測諮商結果（Horvath, Del Re, Flückiger, & Symonds, 2011; Horvath & Symonds, 1991)；至於諮商滿意則可視為接近諮商歷程與結果間的變項（例如：Di Palo, 1997; World Health Organization, WHO, 2000）。 經由文獻回顧可知，過去並未有研究是以求助個案人數中占高比例的焦慮依附風格個案，在 諮商初期的晤談感受、工作同盟與諮商滿意間的關係作探討，而探討此議題可以讓我們進一步瞭 解，特定依附風格個案在上述三個變項間的關係，此議題的研究結果亦可提供諮商實務工作者， 和後續的研究者參考和運用。作者考量過去國內求助個案待在諮商的次數和時間經常短暫，過去 國內外探討初期諮商歷程的相關研究，經常以前 3 次或者第 3 次諮商段落作探討（例如：袁聖琇、 陳慶福，2011; Horvath, 1994; Marmarosh & Kivlighan, 2012; Wei & Heppner, 2005），而且諮商初期 的工作同盟常可預測諮商結果，個案接受諮商容易流失及資料收集不易，等因素，作者選擇以焦 慮依附風格個案，接受諮商初期的第 3 次諮商，作為個案資料的收集時間點。具體而言，本研究 以焦慮依附風格個案所接受的第 3 次諮商，探討個案的晤談感受，對工作同盟、諮商滿意的影響； 工作同盟對諮商滿意的影響；晤談感受聯合工作同盟，對諮商滿意的影響，以及晤談感受是否可 透過工作同盟，間接影響諮商滿意。 一、晤談感受（Session impact） 諮商是影響的歷程，個案在接受諮商後，主觀地感受到先前緊張不安的情緒是否放鬆，煩惱 是否紓解，以及是否感受到諮商的力量的價值，是個案和諮商師都關切的（Stiles & Snow, 1984a；

Stiles, Gordon, & Lani, 2002）。而晤談感受即是諮商參與者，對諮商晤談後所知覺的情緒狀態及評 量。而參與者所評量的諮商感受，則與其對諮商段落的內在反應有關，且此評量能反映出介於諮 商段落的情緒感受，以及諮商結果間的立即影響（Stiles et al., 1994）。在過去，已經有不少的評量 工具被運用在諮商歷程的研究中，從評量諮商師和個案時時刻刻互動的微觀非口語層次、口語層 次，內隱行為層次、內容層次、策略層次、人際風格層次、諮商關係層次到諮商品質的層次，在 這些評量工具中，「晤談評量問卷」（Session Evaluation Questionnaire, SEQ）即為評量諮商參與者 內隱行為層次的代表性工具之一（Heppner, Wampold, & Kivlighan, 2008）。另有學者認為，以諮商 段落作為分析層次的概念，連結了微觀分析(時時刻刻)以及巨觀分析（諮商與治療結果)層次間的 評量（Elliott & Wexler, 1994）。

Stiles（1980）早期認為評量諮商段落是「好的」或「差的」（"good" or" bad"），至少能以個案 評量的兩個向度作評斷：（一）有力量的和有價值的，相對於軟弱的和無價值的（powerful and valuable vs. weak and worthless），以及（二）放鬆的和舒服的，相對於緊張的和煩惱的（relaxed and comfortable vs. tense and distressing），Stiles 將上述的兩個向度，分別稱為：深度性（depth）和順 暢性（smoothness）。不久之後，Stiles 與 Snow（1984a，1984b）又加入了評量諮商段落參與諮商 的個案、諮商師或評判者，在諮商後情感的正向性（positivity）和激動性（arousal）兩個向度。在 以語意區分相對形容詞而設計的「晤談評量問卷」中的四個向度之深度性，是一個任務導而向的 向度，與諮商的價值和力量有關；順暢性則指諮商參與者感受到舒適、安全和個人的煩惱的減輕； 正向性是諮商後情感的自信和快樂，以及憤怒和害怕的消除；激動性是指諮商參與者感受到諮商 後有進展的和興奮的，以及安靜的和冷靜的感受。過去一些研究發現，諮商師較看重諮商價值和 力量的深度性，而個案則同時看重諮商的舒適、放鬆的順暢性，以及諮商價值和力量的深度性（Stiles et al., 1994; Stiles & Snow, 1984b）。過去的文獻也顯示，有關晤談感受與諮商結果的研究並不多， 這方面少數研究如：在短期諮商中個案的晤談感受、工作同盟與處遇的結果（Mllinckrodt, 1993）， 和接受人際/心理動力和認知/行為治療的個案在晤談感受上的差異（Stiles, Shapiro, & Firth-Cozens, 1988）。

至於過去眾多以「晤談評量問卷」所進行晤談感受的相關研究，多將晤談感受和諮商歷程中 的某些變項一起做探討，例如：諮商員和個案所知覺的晤談感受之一致性（李偉斌、陳慶福與王 智弘，2008；Dill-Standiford, Stiles, & Rorer, 1988; Stiles & Snow, 1984a）、諮商師在訓練前後在意圖、 口語反應和晤談感受的變化（Kivlighan, 1989）、諮商師的助人技巧與晤談感受的關係（Kim, Liang, & Lee, 2003；Siegel & Hilsenroth, 2013）、諮商師與個案的互動組型與晤談感受的關聯（翁令珍、 廖鳳池，2002）、個案知覺的重要事件與晤談感受的關聯（江宛凌、陳慶福，2008；陳斐娟，1996； Cummings, Slemon, & Hallberg, 1993），以及晤談感受與諮商滿意的關聯（戴谷霖，2012）等。

經由文獻回顧，過去在國內已有廖鳳池（1994）、陳慶福（1995），以及王麗斐與林美珠（2000） 將「第三版晤談評量問卷」（SEQ-3）譯成中文，國內亦有若干研究探討中文「第三版晤談評量問 卷」的信度和效度（例如：廖鳳池，1994；簡華妏，2006），以及將此問卷運用在諮商歷程的研究 中。至於「第四版晤談評量問卷」（SEQ-4）在國內似乎未有人將其中譯以及進行研究。近年，陳 慶福與林妙容（2016）則將「第五版晤談評量問卷」（SEQ-5）進行中譯，以及對中文「第五版晤 談評量問卷」（Chinese Session Evaluation Questionnaire, C-SEQ）的內部一致性，及此問卷的深度性、 順暢性、正向性與激動性四個因素的相關作探討。

二、工作同盟（Working alliance）

近三、四十年來，工作同盟的概念已被廣泛運用在許多諮商歷程和結果的研究。工作同盟是 個跨越理論的動態性反應，過去的研究也發現，個案與諮商師在諮商中，對於諮商的目標、任務 與連結的強度和品質，在諮商的前三分之一段落，或者諮商初期的段落（例如：第 3 至第 5 次的

諮商段落），就可以有效的預測諮商結果（Horvath, 1994; Horvath & Symonds, 1991

;

Horvath

,

Del Re, Flückiger, & Symonds, 2011; Martin, Garski, & Davis, 2000）。

在 1967 年，Greenson 基於古典心理分析，創先提出諮商關係包括：工作同盟（working alliance）、情感轉移／情感反轉移（transference/countertransference（以及真實關係（true relationship） 三要素的觀點，而在實際的諮商中，上述三者間經常彼此糾結，很難截然劃分（Gelso & Samstag, 2008）。Bordin（1979）認為諮商師與個案間有效能關係中的一個關鍵因素，即是發展強而有力的 工作同盟。在工作同盟的內涵上，它包含了三個要素：（一）諮商師與個案對諮商與目標的同意， 亦即諮商師與個案雙方共同建立了要達成的諮商目標（goal）；（二）雙方對要達成目標任務（task） 的同意及依循；以及（三）諮商師與個案間信賴、情感的連結（bond）與發展。諮商關係為諮商 與心理治療的情境變項，若要達到有效的助人，諮商師與個案間必須建立強而有力的工作同盟， 因為工作同盟乃是諮商關係的核心概念，且同盟是對不同諮商理論和階段的動力性反應（Lambert & Ogles, 2004）。過去不少的實徵研究已發現，不論諮商的型式或個案的困擾為何，同盟的強度對 諮商結果經常具有穩定的低度顯著影響（Horvath, 1994; Horvath & Bedi, 2002; Horvath, et al., 2011; Horvath & Symonds, 1991; Luborsky, 1994）。

到底有哪些來自個案或諮商師先前的特質，影響個案與諮商師間所發展的同盟品質？Horvath （1994）對此問題提出他的看法，他認為個案在進入諮商前的：人際互動能力與技巧、個人內在 的動力，以及困擾的特性這三者影響最大，但是在諮商師先前特質的研究上則是剛起步，目前的 研究也發現，諮商師過去的人際關係對同盟的形成及品質有較明顯的影響。另有學者認為，評量 的型式與處遇的型式也影響同盟的形成（Luborsky, 1994）。此外，個案在諮商中所經驗到的的心理 威脅，處遇目標的程度與特性，對諮商成功的期望，同盟的維持，個案問題的嚴重性，以及處遇 的要求與個案情緒能量的相容性等，也是影響工作同盟的形成與同盟強度消長的因素（Chan, Shaw, McMahon, Koch, & Strauser, 1997; Gelso & Carter, 1985; Horvath, 1994）。

此外，諸多工作同盟的文獻顯示，過去有關工作同盟的評量大多採用 Horvath 與 Greenberg （1989）編製的個案和諮商師平行的 36 題，分成目標、任務和連結三個向度，各包含 12 題的「工 作同盟量表」（Working Alliance Inventory, WAI），而在諸多工作同盟的相關研究，則可區分為兩大 範疇：第一個範疇是探討諮商初期的工作同盟對諮商結果的預測；第二個範疇則是聚焦在整個諮 商歷程中，工作同盟發展的軌跡（Gelso&Samstag, 2008）。而過去諸多探討諮商初期工作同盟與諮 商結果的研究，大多以諮商初期的工作同盟與諮商結果作探討（Horvath, et al., 2011; Horvath & Symonds, 1991; Martin, et al., 2000）。再者，過去國內外所進行的工作同盟的相關研究，也常以諮 商初期的前 3 次諮商段落進行探討（例如：袁聖琇、陳慶福，2011; Kivlighan, Marmarosh, & Hilsemroth, 2014; Marmarosh & Kivilighan, 2012; Wei & Heppner, 2005）。

三、諮商滿意（Counseling satisfaction）

世界衛生組織（WHO, 2000）在其出版的《工作手冊－6》（Workbook 6）中說明：個案滿意（client satisfaction）的評量，是為了解個案對其所接受心理師或者心理衛生機構的服務經驗。而了解個案 對諮商的滿意情形，則可提供心理師、心理衛生機構對諮商相關服務與品質的回饋，及作為往後 調整助人策略或方案之參考。個案對機構所提供滿意的評量則類似歷程與結果的評量。個案滿意 是由個案評量諮商與心理治療專業人員所提供的服務，能否滿足個案需求的程度，也是個案基於 自己的需求與先前的經驗，或在諮商與心理治療過程中的經驗等因素相互決定，也是機構邀請個 案參與評量服務方案的絕佳機會（Sanders, Trinh, Sherman, & Banks, 1998）。

事實上，個案所知覺的諮商服務已逐漸被視為是有價值的且是重要的（Heppner, Rosenberg, & Hedgespeth, 1992; Wilcox-Matthew, Ottens, & Minor, 1997）。特別在講求績效的時代，心理衛生機構 或諮商師想了解個案對其提供服務的方法之一，即是透過個案所評量的諮商滿意，而諮商滿意的 評量在目前，則已被認為是諮商服務的直接且是諮商結果評量的主要方式之一（Di Palo, 1997）。

目前在國外已有許多評量個案滿意的工具，例如：Heilbrun（1972）所設計以單一題項之七點 量尺評量個案對諮商的滿意情形；Attkisson 與 Greenfield（1994）編製，包括 8 個題項的「個案滿 意問卷－8 題版」（The Client Satisfaction Questionnaire-8），以及 Garland、Saltzman 與 Aarons（2000） 編製的「多向度青少年滿意量表」（The Multidimentional Adolescent Satisfaction Scale）等。

在國內，陳慶福與姜淑卿（2011）根據對諮商師和個案的訪談、文獻統整與個人的諮商經驗， 編製了「諮商滿意量表」。至於林世鴻（2003）在探討網路諮商的個案滿意時，則以自編「諮商服 務滿意調查表」作調查。此外，透過網路蒐尋，也可見國內外許多的大學或社區諮商中心，自行 設計評量諮商服務滿意的問卷。 四、晤談感受、工作同盟與諮商滿意的相關研究 過去國內外已累積不少晤談感受與相關變項，工作同盟與諮商結果，或者為數有限的晤談感 受／工作同盟與諮商滿意的研究。上述的研究大多採用 Stiles 等人（2002）與其同事所編製不同版 次之「晤談評量問卷」，評量諮商參與者的晤談感受，及以 Horvath 與 Greenberg（1989）編製的「工 作同盟量表」，評量參與者的工作同盟。 在探討研究參與者的口語敏感度，或者口語／非口語技巧、晤談感收與工作同盟的研究中， Grace、Kivlighan 與 Kunce（1995）曾以非口語技巧訓練，對非口語敏感度、晤談感受與工作同盟 的成效作探討。結果發現：實驗組和控制組在非口語敏感度皆有顯著提升，但是在晤談感受與工 作同盟則無顯著差異。 過去在國內，至少也有三篇研究探討諮商員的口語技巧，與諮商員與個案的晤談感受、工作 同盟的變化或關聯。在這當中，陳慶福（1995）的研究發現：在 4 次諮商中，諮商員－個案－諮 商員間的 7 種口語串聯模式，諮商員與個案對工作同盟的認定趨近一致，且無論是諮商員或者是 個案在 4 次諮商段落中的工作同盟，都有逐步上升的趨勢。諮商員在 4 次諮商段落中，所評量的 工作同盟強度要高於個案。諮商員與個案對晤談感受的認定是中度；高度同盟的個案與其晤談感 受之深度性、順暢性有高度關聯，與正向性和激動性有中度關聯。 另在林瑞吉與劉焜輝（1997）以諮商員與個案進行 8 次諮商的研究顯示：兩組諮商員與個案 的配對中，諮商員對不同個案所使用的口語反應模式，似乎有其特定的型態。兩組諮商員與個案 在工作同盟，與晤談感受的變化及認定的一致性有很大的不同；工作同盟在諮商歷程中不僅是諮 商關係的核心，預測諮商效果的重要指標，也是諮商員口語反應模式使用的有效性之中介影響因 素。 至於李偉斌等人（2008）以網路即時諮商，及面對面諮商兩種情境各 3 次的諮商中，助人技 巧、工作同盟與晤談感受的變化的研究發現：諮商員在網路即時諮商情境，使用之助人技巧，以 開放式問句及封閉式問句出現最多；在面對面諮商時，最常使用的助人技巧為封閉式問句與重述。 無論是諮商員與個案，在網路即時諮商或晤談諮商中之工作同盟，多呈上昇趨勢，個案所評量的 工作同盟高於諮商員；晤談感受之順暢性、深度性、正向性隨著諮商次數增加呈現不同之變化， 且接受網路諮商的個案，所評量的晤談感受要低於面對面的諮商。 此外，過去探討晤談感受與工作同盟的關係，也有具體的發現。例如：Mallinckrodt（1993） 以諮商員與個案形成 41 組配對，進行 12 次的短期諮商的研究發現：諮商結束時的晤談感受與工 作同盟有顯著相關；正向的工作同盟可以以直線或者曲線的方式預測晤談感受；個案所評量的晤 談感受與工作同盟間的關聯性，要高於諮商員，而且個案對晤談感受與工作同盟的評量，對其諮 商結果具有顯著的預測力。 在另一篇研究，Sommerfeld、Orbach 與 Mikulincer（2008）探討工作同盟的破裂與個案核心衝 突關係主題的關係，以及工作同盟破裂與諮商後晤談的順暢性、深度性的關係。研究發現：個案 和諮商師間工作同盟的破裂，和個案在諮商中覺得諮商師是“他人”時與個案核心衝突關係主題有 正向的關係，且諮商工作同盟的破裂發生時，個案會覺得較諮商段落沒破裂時較不順暢。

此外，Vittnno、Daniela 與 Annalisa（2011）以晤談感受的深度性、工作同盟與諮商過程的互 動作分析。研究發現：晤談感受的深度性與工作同盟的全量表，以及和目標、任務、連結三個分 量表都有低度到中度的正向或負向的相關。 再者，Reynolds、Stiles 與 Ghohol（2006）比較網路諮商中的晤談感受，以及個案與諮商師的 治療同盟。此研究發現：個案在網路諮商的晤談感受與治療同盟，與過去面對面諮商所發現的反 應相似，而諮商師所評量晤談感受的深度性、順暢性與正向性，及工作同盟的連結程度，要較面 對面諮商師所評量的來的高。 另外，Marmarosh 與 Kivilighan（2012）則以兩個研究探討在諮商的初期，諮商師和個案對治 療同盟認定的一致性、晤談感受與個案徵狀的改變。研究一是以 36 位諮商師－個案配對，收集諮 商師-個案在第 3 次諮商段落所填答的工作同盟與晤談感受。結果發現：當諮商師和個案所評量的 工作同盟有高度的一致性，且當諮商師與個案呈現高度的工作同盟時，順暢性也較低度的同盟時 呈現的高。當個案評量晤談感受較不順暢時，個案所評量的工作同盟則是低於他們的諮商師對工 作同盟的評量；當個案評量晤談感受是較順暢時，個案所評量的工作同盟則較諮商師所評量工作 同盟高。在研究二是以第 3 次諮商的 63 對諮商師－個案配對，在工作同盟和個案徵狀的改變。結 果顯示：當諮商師和個案對諮商初期工作同盟的評量越一致時，個案的徵狀改變越大。

接續，Kivlighan 等人（2014）以 Kashy 與 Kenny 在 2000 年提出的「演員－夥伴相互依存模 式」(actor-partner interdependence modeling, APIM)，探討第 3 次諮商的工作同盟、晤談感受與處遇 進展以及合作／影響關係。結果顯示：個案所評量晤談感受的深度性和正向性，與諮商師所評量 晤談感受的順暢性與正向性有顯著相關；諮商師所評量的工作同盟與晤談感受的深度性有顯著相 關。另在諮商中穩定改變的個案，在其評量的工作同盟，與諮商師在第 3 次諮商所評量晤談感受 的激動性有顯著相關，但是在沒有穩定改變的個案所評量的工作同盟，與諮商師所評量的晤談感 受的激動性則無顯著關係。 在國內，陳斐娟（1996）探討的是諮商員與個案在諮商中，對重要事件的認定、工作同盟的 發展與晤談感受的變化，此研究以 4 組配對的諮商員與個案各進行 4 次諮商。研究發現：4 組諮商 員-個案所認定有助益的重要事件有：開放個人資料等。各組諮商員與個案間之工作同盟並未呈現 一致的發展型態；以第 1 次諮商段落的工作同盟最低，且在晤談感受的深度性、順暢性、正向性 與激動性的感受也最低。此外，工作同盟的內涵與晤談感受間有相互重疊的情形。 另從文獻回顧可知，過去已經有一些研究探討過晤談感受／工作同盟與諮商滿意的相關主 題，這方面的研究如： 戴谷霖（2012）探討婚姻受暴婦女接受諮商，其所知覺的重要事件、晤談感受與諮商滿意的 研究，以 1 位婚姻受暴婦女與 1 位諮商師配對，進行 8 次的諮商。研究發現：個案所認定的重要 事件包括：開放個人資料等 10 類；個案所知覺的重要事件的次數及正負向評量與晤談感受中的深 度性變化的趨勢頗為一致；個案在諮商滿意量表的催化與正向關係分量表的評量，呈現中高度的 滿意；重要事件的正負向評分、晤談感受中的深度性與諮商滿意中的改變與成效，三者在變化上 有相似的趨勢及密切關聯。 另在姜淑卿（2008）探討的是，個案在諮商中未說話語之內涵及影響、原因和願意表達出來 的情境或條件，以及個案未說話語和晤談感受、諮商滿意之關係。此研究以 3 位戀愛被提分手之 自願參與研究之個案，與 3 位心理師配對，分別進行 8、4、4 次個別諮商。研究發現：未說話與 可歸類成 7 類。大致而言，隨著諮商次數的增加，參與者的未說話與有減少的趨勢，而諮商滿意 則有上升的情形，但未說話、晤談感受與諮商滿意間的關聯不明顯。 至於許維素、陳宇芬、孫守湉、鄭惠君與吳肇元（2009）探討參與焦點解決網路即時諮商的 個案，在接受諮商師初次諮商後，以及諮商結束後，所知覺的工作同盟、諮商師效能與諮商滿意 度的相關與差異。此研究邀請 3 位諮商師與 8 位個案參與。研究工具包括：「工作同盟量表」，王 蕙蘭（1990）與林守玫（1991）修訂的「諮商評量問卷－短版」，以及王蕙蘭修訂的「諮商反應量 表」。研究發現：個案初次諮商後所評量工作同盟與諮商師效能有顯著相關；諮商結束後，個案所 知覺知工作同盟及其目標、諮商滿意度，與諮商師效能之間有顯著相關。 除此之外，在許維素、吳肇元與陳宇芬（2010）探討網路諮商個案知覺的工作同盟、諮商員 效能與諮商滿意度。此研究以個案在初次諮商後，以及諮商結束後，所知覺的工作同盟、諮商師

效能與個案的諮商滿意度的相關與差異。此研究以 20 位個案與 8 位諮商師配對，個案分別接受 2 至 6 次的網路諮商，研究工具則與許維素等人（2009）所採用的工具同。研究發現：網路即時諮 商組個案於初次諮商後，所知覺之工作同盟、諮商員效能與諮商滿意度兩兩間有正相關；諮商結 束後，個案所知覺之工作同盟與諮商員效能間有顯著正相關；在初次諮商後與諮商結束後的差異 比較上，個案在工作同盟及諮商滿意度有顯著的組內差異；電子郵件諮商組個案於初次諮商後， 所知覺之工作同盟、諮商師效能與諮商滿意度三者間皆無相關；諮商結束後個案所知覺之諮商滿 意度與工作同盟、諮商師效能有顯著正相關，且個案在初次諮商後，在工作同盟及諮商滿意度有 顯著的組內差異，但是在諮商結束後的工作同盟、諮商員效能，以及諮商滿意度間，皆無顯著的 組間差異。 近年，陳慶福與林妙容（2016）探討諮商初期的前 3 次諮商中，晤談感受的變化，以及晤談 感受與諮商滿意的關係。此研究以尋求台灣 9 所大學諮商的大學生個案 77 位，每位個案至少接受 3 次諮商。研究發現：「第五版晤談評量問卷」具有良好的內部一致性及幅合效度；此問卷的深度 性、順暢性、正向性與激動性間有中度相關（.55 至 .72 間）。參與者在第 3 次諮商時所知覺的深 度性、正向性、激動性的得分，顯著高於第 2 和第 1 次；順暢性在第 2 次的得分也顯著高於第 1 次。逐步迴歸分析顯示：深度性可解釋諮商滿意 54.3%的變異量。深度性聯合正向性，共可解釋諮 商滿意 63.5%的變異量，參與者感受晤談的深度性、正向性越高，對諮商滿意也越高。 在國外一篇探討工作同盟對諮商滿意的中介作用的研究中，Constantine（2007）以尋求諮商的 非裔個案 40 人，其所知覺與他們諮商的白人諮商師 19 人之種族微攻擊（microaggression）、工作 同盟、諮商師的一般和多元文化諮商能力，與諮商滿意的關係。個案每人平均接受 5.85 次諮商。 研究工具包括：個案基本資料問卷、從焦點訪談歸類出的 12 個類別的種族微攻擊類別、「工作同 盟量表-短版」、「諮商評量表-短版」（Counseling Rating Form-Short Version）、「跨文化諮商量表修訂 版」（Cross Cultural Counseling Inventory-Revised），以及「諮商滿意問卷-8 題版」。研究發現：當 個案知覺諮商師對其有較強烈的種族微攻擊時，以及當個案知覺諮商師較不具一般和多元文化能 力時，個案評量他與諮商師師的工作同盟較低；當個案知覺到諮商師對他們有較強烈的種族微攻 擊時，個案對諮商滿意的評量也較低。此外，個案所知覺的微攻擊，可透過工作同盟，對諮商師 的一般和多元文化能力有間接的影響效果，但是個案所知覺的微攻擊，未能透過工作同盟對諮商 滿意有間接的影響效果。 上述有關晤談感受與工作同盟的相關研究顯示：近二十年來有關以微觀互動單位的助人者口 語技巧，結合以諮商段落為單位的晤談感受、工作同盟的研究已少見。但是晤談感受經常與諮商 歷程中不同的變項一起被探討；在諮商段落中，諮商師和個案所認定之晤談感受與工作同盟變化 的趨勢未必一致；當諮商師與個案對晤談感受與工作同盟的知覺及認定越一致，此將有助於個案 獲得諮商的成效。過去的研究也顯示，晤談感受與工作同盟間大多存有某程度的關聯，以及工作 同盟與諮商結果、諮商滿意間的正向關聯。但是可能是因為過去研究者關切的議題不同，及所採 用的研究設計，或者來自資料分析所採用的方法之緣故，過去並未有研究針對特定依附風格個案， 在諮商初期的晤談感受、工作同盟與諮商滿意間的關係，以及以介於晤談感受與諮商滿意間之工 作同盟的中介作用作探討。

方法

一、參與者 本研究的參與者為 2014 年 10 月至 2016 年 7 月間，在台灣的 13 所大學諮商輔導中心尋求個 別諮商的可能的個案中，在代表安全、焦慮、逃避和排除四種依附風格短文中，選擇以焦慮依附 風格的短文，為符合自己依附風格的第一選項者，經由諮商輔導中心的行政人員說明本研究的程

序及目的，及在閱讀過研究說明單，樂意參與本研究，且簽名同意接受心理師至少 3 次諮商者， 即為本研究參與者。本研究中的參與者 N = 87 人。 二、心理師 本研究中的心理師係指在本研究進行時，已經具有心理師證照，以及在本研究中的 13 所大學 諮商輔導中心，擔任研究參與者個別諮商的諮商心理師和臨床心理師。 三、研究工具 （一）篩選焦慮人際依附風格類型之短文 本研究參考黃薰緣（2014）在探討諮商期望、依附風格與諮商滿意關係的研究」，對接受諮商 的 352 位個案中，以焦慮依附風格者占最大比例（44%）之發現。採用王慶福（2000）改寫自 Bartholomew 與 Horowitz（1991）的「關係問卷」（Relationship Questionnaire, RQ）的四則短文， 作為篩選可能參與者的工具。

過去在國外，由 Bartholomew 與 Horowitz（1991）編寫的「關係問卷」（RQ），已被證實具有 區別安全、焦慮、逃避和排除的穩定性。例如：Albert 與 Horowitz（2009）發現，間隔一個月的「關 係問卷」前後測的積差相關數值介於 .74 至 .83 間；Scharfe 與 Bartholomew（1994）發現間隔八 個月「關係問卷」前後測的積差相關數值介於 .49 至 .53 間。此外，在過去也有不少研究者，運 用「關係問卷」於依附風格相關的研究中（例如：Ames et al., 2011; Paola, Nicolino, Ornella, & Bruno, 2010; Zhao, Young, Breslow, Michel, & Goldberg, 2015）。在國內，孫頌賢與修慧蘭（2007）曾參考 及改編王慶福（2000）改寫自 Bartholomew 與 Horowitz 的「關係問卷」的四則短文，進行成人中 不同依附對象的測量與關連的研究。作者對照王慶福改寫自「關係問卷」的四則短文，發現此四 則短文的內容與 Bartholomew 與 Horowitz 所陳述的安全、焦慮、逃避和排除四種依附風格的特性 接近。 以下說明本研究篩選焦慮依附風格參與者之短文： 「此依附風格為負向的自我意象及對他人正向的意象組成，認為自己是沒有價值的、不好的、 需仰賴他人的接納換取自我價值，擔憂他人不如自己看重他們般重視自己，在人際關係中，易過 度投入關係中，尋求他人的接納以肯定自我，加上對自我表現的負向看法，易對關係感到不滿。」 （二）晤談評量問卷 本研究採用陳慶福與林妙容（2016）中譯自 Stiles 等人（2002）所發展的「第五版晤談評量問 卷」（Session Evaluation Questionnaire 5, SEQ-5），評量參與者的晤談感受。英文「第五版晤談評量 問卷」與「第四版晤談評量問卷」類似，只是刪除了三個不計分的三組相對形容詞，即「剛才的 諮商晤談」部份的 safe-dangerous，以及「現在我覺得」部分的 wakeful-sleepy, involved- detached， 以節省問卷的篇幅。若將「第五版晤談評量問卷」和「第三版晤談評量問卷」作比對，「第五版晤 談評量問卷」只是刪除了「第三版晤談評量問卷」不納入計分的四個題項：safe-dangerous、 alert-sleepy、joyful-joyless、involved-detached，並將 SEQ-3 中的 active-still 題項，自第四版起修改 成 moving-still，以及在諮商後情感評量部分加入第三版沒出現，而在「第四版晤談評量問卷」新 增的 energetic-peaceful 新題項。陳慶福與林妙容將「第五版晤談評量問卷」翻譯成中文後，對照廖 鳳池（1994）、陳慶福（1995），以及王麗斐與林美珠（2000）中譯的「第三版晤談評量問卷」，對 文辭略做修改後，邀請曾經也中譯過「第三版晤談評量問卷」的一位諮商領域博士，審視中譯的 字詞，及提供修正意見。在問卷的使用上，「第五版晤談評量問卷」如同先前的版本，是可同時提

供心理師和個案使用的同一版本。此問卷由相對的語意區分（Semantic Differential Style）形容詞 所組成，第五版有 21 個題項，採其中的 20 題，以七點量表計分，評量「剛才的諮商晤談」的「深 度性」（depth）和「順暢性」（smoothness）各五題，以及評量「諮商晤談後」的「正向性」（positivity） 和「激動性」（arousal）也各五題。評量深度性的例題如：表面的－深入的。評量順暢性的例題如： 放鬆的－緊張的。評量正向性的例題如：生氣的－高興的。評量激動性的例題如：有活力的－平 靜的。過去國外對「第五版晤談評量問卷」內部結構的探討，大多顯示此問卷具有深度性、順暢 性、正向性與激動性四個因素，每個因素包含五個題項的結構，以及具有良好的信度和效度（桂 川泰典．国里愛彦．菅野純．佐々木和義，2013；Hartmann et al., 2013）。 在國內，陳慶福與林妙容（2016）以台灣 9 所大學的 77 位接受心理師第 3 次個別諮商的大學 生個案進行此問卷內部一致性，和內部相關的探討，發現此問卷的深度性、順暢性、正向性和激 動性的內部一致性α 係數，分別為 .88、.92、.92 與 .79，整體問卷的內部一致性 α 係數為 .95（p < .001）；四個因素的內部相關介於 .55 至 .72 間（p < .001），顯示中文「第五版晤談評量問卷」 具有良好的內部一致性信度；此問卷的四個因素呈現中度的相關。 （三）工作同盟量表

此量表為陳慶福（1995）翻譯自 Horvath 與 Greenberg（1989）所編製的「工作同盟量表」（Working Alliance Inventory, WAI），全量表共有 36 題，為一評量個案與心理師在工作同盟的目標、任務和連 結三個向度的平行量表。「目標」係指個案與心理師同意諮商與治療處遇的目的；「任務」係指個 案與心理師，同意彼此在諮商與心理中的角色，與同意達到這些目標的工作和任務，和自己該負 的責任；「連結」表示個案與諮商師間在諮商與心理治療的複雜關係網絡的連結，例如：彼此信任 和欣賞等。本量表的每一題項是以七點量尺作評量，填答者的評量分數越高，表示工作同盟的強 度越高。Horvath 與 Greenberg 對於「工作同盟量表」內部一致性的研究發現，目標分量表的內部 一致性係數是 .89，任務與連結分量表的內部一致性係數均是 .92。在「工作同盟量表」的中譯和 信度和效度的探討上，陳慶福（1995）曾邀請六位諮商博士，針對其中譯「工作同盟量表」的譯 詞提供修正意見，及對目標、任務和連結三向度的所有題項進行歸類，六位專家歸類的一致性係 數分別為 .93、.83、.89，顯示六位專家對中譯「工作同盟量表」的目標、任務和連結三個向度的 題目歸類與原量表接近。另在袁聖琇、陳慶福（2011）的研究發現，中譯「工作同盟量表」之目 標、任務和連結三變項的內部一致性α 值分別是：.86、.88 與 .89，整體內部一致性是 .94，與先 前 Horvath 與 Greenberg 的研究發現接近。工作同盟「目標」的例題如：我擔心諮商的效果。「任 務」的例題如：我在諮商中所做事使我得以新的方式來看自己的問題。「連結」的例題如：心理師 和我彼此了解。 （四）諮商滿意量表－短版

「諮商滿意量表－短版」（Counseling Satisfaction Inventory-Short Form, CSI-S）是由陳慶福與 姜淑卿（2011）所編製，兩位研究者先從台灣各地區取樣，並進行探索性因素分析及驗證性因素 分析，得到因素一「催化與正向關係」14 題，及因素二「改變與成效」9 題兩個因素，形成全量 表 23 個題項。以及短版「催化與正向關係」5 題，「改變與成效」5 題，共 10 題的「諮商滿意量 表－短版」。全量表 23 題的內部一致性係數 α 值為 .95；因素一：「催化與正向關係」與因素二：「改 變與成效」的相關為 .63；間隔三周的重測信度為 .81。短版 10 題的內部一致性係數 α 值為 .87， 因素一：「催化與正向關係」與因素二：「改變與成效」的相關為 .38；間隔三周的重測信度為 .75。 因素一：「催化與正向關係」與因素二：「改變與成效」的相關為 .38。經由結構方程模式分析，顯 示此量表具有良好的信度與效度。「催化與正向關係」的例題如：在諮商中，我覺得諮商師能支持 及接納我。「改變與成效」的例題如：在諮商後，我有更積極及建設性的想法。 四、資料分析

本研究的資料來源為參與者 N = 87 人，接受第 1 至第 3 次個別諮商，在第 3 次諮商後，填答 的中文「第五版晤談感受問卷」、「工作同盟量表」與「諮商滿意量表」各 87 份。本研究採「偏最 小平方法結構方程模式」（Partial Least Squares Structural Equation Modeling, PLS-SEM）分析潛在變 項之間的因果模型，此分析技術為一種建構預測性模型的分析方法，適用於處理：（一）多個自變 項與依變項；（二）能克服共線性的問題；（三）適用於小樣本；（四）不受資料分配的限制（Pirouz, 2006）。在資料分析程序上，首先檢視敘述統計分析、信度與效度分析，並運用「偏最小平方法結 構方程模式」探討參與者在晤談感受（深度性、順暢性、正向性、激動性）、工作同盟（目標、任 務、連結）與諮商滿意(催化與正向關係、改變與成效)因果模式，也就是探究工作同盟的中介效果。 本研究在進行「偏最小平方法結構方程模式」的分析與詮釋前，先進行測量模型的信效度檢 驗。根據 Fornell 與 Larcker（1981）的觀點，此步驟包含：（一）因素負荷量大於 0.5，代表具有收 斂效度；（二）組合信度（Composite Reliability, CR）與 Cronbach's α 皆大於 0.7，表示觀察變數可 測出潛在變數代表構面之可信度高；（三）區別效度之檢驗以平均變異萃取量（Average Variance Extracted, AVE）大於 0.5，並且大於標準化後的構面間相關係數平方值 γ2 為判斷準則（Hair, Black, Babin, & Anderson, 2010）。其次，在模型方面則以：（一）標準化路徑係數（path coefficient）達顯 著；（二）以 R2_{判斷模型解釋力（蕭文龍，2016；Fornell & Larcker, 1981; Pavlou&Fygenson, 2006）。} 本研究使用 SmartPLS 2.0 統計軟體進行分析（Ringle, Wende, & Will, 2005），由於樣本數不大，以 Bootstrap2_{反覆抽樣法，反覆抽樣 500 個樣本為參數估計與推論。} 五、研究程序 作者在 2014 年 3 月間，先邀請 10 位在半年內曾經接受過個別諮商的大學生，分別填寫作為 區分四種依附類型的「人際依附風格量表」，結果顯示這 4 位同學在人際依附風格量表之結果歸類 為焦慮（preoccupied）依附類型者，也同時都勾選陳述焦慮依附類型的短文，作為最符合自己個 性的第一選項。研究者接續在 2014 年 8 月上旬與王慶福聯繫，並與王慶福討論以四則短文作為區 分四種依附風格依據之可行性，王慶福表示在國內外早已有人如此做，但亦有其他研究者採其他 的方式探討研究對象的依附風格。作者考量依附風格短文的可行性，協助本研究的機構之行政支 援，以及研究參與者的配合度等因素後，徵得王慶福同意，使用他修改自 Bartholomew 與 Horowitz （1991）的「關係問卷」（RQ）之四則短文，作為篩選焦慮（preoccupied）依附風格者的依據。 作者進行本研究時，先連絡台灣各地大學之諮商輔導中心，說明本研究的目的及行政程序， 待確定願意協助本研究之 13 所大學校院諮商輔導中心後，寄發邀請函、問卷，以及懇請各地諮商 輔導中心行政人員，代為邀請可能參與本研究的個案參與本研究。當可能的參與者對本研究有不 請處或者疑義，且各諮商輔導中心的行政人員無法回答時，則由諮商輔導中心的行政人員聯絡研 究者，由研究者進行答覆。研究者在邀請可能參與者的邀請函上，附上研究的目的，資料的處理 與應用，研究者的姓名、身分、服務單位，及手機門號與電子郵件網址，並註明當可能的參與者， 如果對本研究有任何不清楚，或者需要研究者說明者，研究者會盡速與可能的參與者聯絡，並作 必要的回覆和說明。作者之所以請 13 所大學校院諮商輔導中心的行政人員，代為邀請即將接受個 別諮商個案，而未透過心理師代為邀請個案參與本研究，主要是考量個案的隱私，以及個案在填 答三份量表時，可能因為透過心理師的轉介，產生填答問卷時的社會期許效應（social desirability）。 參與者在同意參與本研究後簽署研究同意書，並在第 3 次諮商後，填寫「晤談評量問卷」、「工作 同盟量表」與「諮商滿意量表」，參與者在彌封三份量表後放入信封袋內，再由各校行政人員將參 與者所填答的問卷，統一寄回給研究者。

註：2_{Bootstrap 反覆抽樣法由 Efron（1979）提出。運用無母數統計推論法，是以「放回後再抽樣」的反覆抽樣程序，} 無須知道母體的分配，即使小樣本也能得到研究結果（Zhang, Pantula, & Boos, 1991）。

結果

一、敘述統計 參與者 87 人的人口統計變項中以女性居多（64 人），年齡大多在 18-23 歲（80 人），參與者求 助諮商的問題類型以複選的方式勾選，參與者的問題類型以自我了解（52 人次）最多，其次為人 際困擾（46 人次）與情緒困擾（36 人次）。 二、測量模型的信效度檢驗 本研究根據各測量模型之參數進行估計，檢驗各變項與各構念的信度與效度。在收斂信度方 面，Hair、Ringle 與 Sarstedt（2011）提出檢驗時需考量個別項目之信度、潛在變項組成信度（CR） 與潛在變項的平均變異萃取量（AVE）。表 1 顯示，本研究三個變項之因素負荷量皆大於 0.5，且： 「晤談評量問卷」的個別變項因素負荷量介於 .79 至 .91 間；「工作同盟量表」的個別變項因素負 荷量介於 .96 至 .98 之間；此外，「諮商滿意量表」的個別變項因素負荷量介於 .92 至 .92 間。 本研究的研究工具之潛在變項組成信度（CR）值：「晤談評量問卷」 .92、「工作同盟量表」 .98， 「諮商滿意量表」 .91，顯示本研究三個研究構念具有好的內部一致性。研究工具之平均變異萃取 （AVE）值分別為：「晤談評量問卷」 .74、「工作同盟量表」 .94，「諮商滿意量表」 .84，三個研 究構念具有收斂效度。 表 1 晤談感受、工作同盟與諮商滿意之驗證性因素分析

構念 變項 因素負荷量 T-value Cronbach’s α AVE CR

晤談感受 深度性 .86 024.18 .88 .74 .92 順暢性 .88 042.10 正向性 .91 046.89 激動性 .79 018.84 工作同盟 連結 .96 137.54 .97 .94 .98 任務 .98 236.06 目標 .96 098.33 諮商滿意 催化與正向關係 .92 052.57 .81 .84 .91 改變與成效 .92 061.22 表 2 顯示，本研究之晤談感受、工作同盟與諮商滿意的 AVE 值之開根號值，介於 .86 至 .97 之間，數值皆大於潛在變項的相關係數值，顯示本研究各個潛在變項明顯不同，具有良好的區別 效度。 表 2 晤談感受、工作同盟與諮商滿意之區別分析 晤談感受 工作同盟 諮商滿意 晤談感受 .84 (.86) 工作同盟 (.97)

諮商滿意 .82 .78 (.92)

註：對角線是 AVE 的開根號值，非對角線為各構念間的相關係數，若此值大於相關係數值，則表示具 備區別效度（Fornell & Larcker, 1981）。

三、以「偏最小平方法結構方程模式」（PLS-SEM）所估計之工作同盟中介效果

本研究經由組成信度、結構信度、收斂效度及區別效度分析後，進一步使用「偏最小平方法 結構方程模式」，進行潛在變數間的中介模式檢驗，並以決定係數（R2_{）判斷研究模型的解釋力} （Pavlou & Fygenson, 2006）與適配度指數（goodness-of-fit）為模型評估指標。根據蕭文龍（2016） 提出適配度的衡量標準，0.10 為弱度適配，0.25 為中度適配，0.36 為強度適配，本研究的適配指 標為 0.77，為強度適配。進一步探討中介模式顯示，晤談感受對工作同盟和諮商滿意具有直接效 果（分別為β = .84，p < .001，及 β = .31，p < .05）；工作同盟對諮商滿意的直接效果（β = .56，p < .001）。在此測量模式中的標準化路徑係數皆達顯著性（如圖 1），且工作同盟與諮商滿意的 R2 解釋量分別為 .70 與 .69，表示晤談感受對工作同盟有 70%的解釋力，而晤談感受聯合工作同盟， 對諮商滿意的解釋力為 69%，此模式除了直接效果外，工作同盟另有部分中介模式，晤談感受可 透過工作同盟間接影響諮商滿意。本研究以 Sobel（1982）檢驗間接效果，顯示晤談感受藉由工作 同盟對諮商滿意影響的間接效果值為 .47（.84.56，p < .001）（如表 3），表示晤談感受對於諮商 滿意的影響，可透過工作同盟扮演部分中介的效果。 表 3 晤談感受、工作同盟與諮商滿意三變項間影響效果摘要表 變項：外衍變項 依變項：內衍變項 工作同盟 諮商滿意 晤談感受 直接效果 .84 .31 間接效果 - .47 總效果 .84 .78 工作同盟 直接效果 - .56 間接效果 - - 總效果 - .56 以下以圖 1 說明「偏最小平方法結構方程模式」模型中工作同盟之中介角色。 晤談 感受 深度性 順暢性 正向性 激動性 .86*** .88*** .91*** .79*** 任務 .98*** .96*** .96*** 連結 目標 工作 同盟 .84*** .56*** .31** .92*** 諮商 滿意 催化與正向關係 改變與成效 .92***

圖 1 「偏最小平方法結構方程模式」模型中工作同盟之中介角色

討論

一、評量工具的可信賴度與運用 本研究檢驗「晤談評量問卷」、「工作同盟量表」與「諮商滿意量表」三份評量工具的信度和 效度，結果顯示中文「第五版晤談評量問卷」、「工作同盟量表」與「諮商滿意量表-短版」均具有 良好的組成信度、內部一致性，高度的因素負荷值，同時具有良好的區別效度與收斂效度，這也 表示這三份評量工具是可信賴的。過去國外對於「晤談評量問卷」的內部結構已有許多的探討， 且大多發現「晤談評量問卷」具有四個因素結構，及具有良好的內部一致性（例如：桂川泰典等 人，2013；Hartmann, 2013; Stiles et al., 1994; Stiles & Snow, 1984b）。國內作者（年代）以接受第 3 次個別諮商的個案 N = 77，進行中文「第五版晤談評量問卷」內部一致性的檢驗，發現中文「第 五版晤談評量問卷」具有良好的內部一致性，本研究的發現與國內外有類似的發現外，本研究進 一步發現中文「晤談評量問卷」具有良好的組成信度、結構信度，因素負荷量、收斂效度與區別 效度。

此外，過去國內外對於「工作同盟量表」的信度和效度也有許多的檢驗，這些研究也都證實 工作同盟具有良好的信度和效度（例如：袁聖琇、陳慶福，2011；Horvath & Greenberg, 1989），本 研究亦有類似的發現。至於陳慶福與姜淑卿（2011）編製的「諮商滿意量表」，在本研究再度證實 具有良好的內部結構。雖然本研究所採用的三份評量工具，在信度和效度的相關檢驗上，皆顯示 具有良好的信度與效度，以及具有良好的內部結構。但是在不同的研究，由於參與者不同，以及 研究的情境等差異，未來的研究者，若要採用本研究的三份研究工具，進行相關的研究十，宜繼 續進行此三份工具的信度和效度檢驗。 二、晤談感受、工作同盟與諮商滿意間關係之意涵 在過去，晤談感受常被視為是諮商的立即影響，而工作同盟在諮商的初期即逐漸形成，且隨 這諮商歷程而發展，當諮商師和個案在諮商中的工作同盟強度和品質降低時，常對諮商造成負向 影響（Gelso & Samstag, 2008）。在過去，常有學者將晤談感受和工作同盟視為是諮商的歷程變項 （例如：Mallinckrodt, 1993; Stiles et al., 1994），而將諮商滿意視為是諮商的歷程變項或結果（例如： Di Palo, 1997; WHO, 2000），本研究即採取上述觀點，探討晤談感受、工作同盟與諮商滿意的關係， 並獲得具體的結果。 本研究發現，參與者所知覺的晤談感受對工作同盟、諮商滿意分別有高度及低度的直接效果； 工作同盟對諮商滿意則有中度的直接效果；晤談感受對工作同盟，以及晤談感受聯合工作同盟， 對諮商滿意皆具有相當的解釋力。至於本研究發現，晤談感受可藉由工作同盟，對諮商滿意產生 間接影響效果，且其效果數值還大於晤談感受對諮商滿意的直接影響數值，此說明了工作同盟在 晤談感受與諮商滿意間所扮演的角色和重要性，此發現值得諮商實務工作者，和對本研究有興趣 的研究者參考。本研究也發現晤談感受對工作同盟具有高度的直接效果，此結果與過去若干研究

的發現一致，意即晤談感受和工作同盟間存有密切關係（陳慶福，1995；陳斐娟，1996；許維素 等人，2010；Mallinckrodt, 1993; Vittnno et al., 2011）。

本研究發現，晤談感受對諮商滿意具有低度顯著的直接影響。過去在國內，陳慶福與林妙容 （2016）曾探討接受第 3 次諮商之焦慮依附風格個案，在晤談感受與諮商滿意之關係，此研究發 現晤談感受的深度性可解釋諮商滿意 54.3%的變異量，深度性聯合正向性共可解釋諮商滿意 63.5% 的變異量，本研究以及陳慶福與林妙容的研究皆發現，晤談感受與諮商滿意的密切關聯，以及晤 談感受對諮商滿意具有顯著的預測力。此外，本研究中的晤談感受聯合工作同盟，對諮商滿意具 有顯著預測力，此說明了上述兩個變項的結合對諮商滿意之重要性，以及在諮商初期諮商師宜留 意個案所知覺的晤談感受，以及個案與諮商師間的工作同盟之目標、任務與連結的情形，因為如 果個案所知覺的晤談感受下降，個案知覺其與諮商師間的工作同盟下降或者破裂時，個案對諮商 的滿意度也將下降，這是個案、諮商師或者心理衛生機構都不樂見的情況。或許後續的研究者也 可思考，還有哪些變項可以結合本研究中的變項，一起探討這些變項與諮商滿意或者與諮商結果 之關係。 至於先前 Constantine（2007）的研究發現：非裔美國大學生個案，所知覺諮商師的微攻擊， 可透過工作同盟，對諮商師的一般和多元文化能力有間接的效果，但是個案所知覺諮商師的微攻 擊，未能透過工作同盟，對諮商滿意有間接的效果。由於 Constantine 的研究對象與探討的議題， 與本研究所探討的研究對象與議題有相當的差異，且兩者所使用評量諮商滿意工具的內涵也有差 異，因此本研究的發現與 Constantine 不同是可理解的。 由於過去國內外尚未有研究探討焦慮依附風格個案所知覺的晤談感受、工作同盟與諮商滿意 三者的具體關係，以及探討工作同盟在晤談感受與諮商滿意間的中介效果，本研究的發現仍欠缺 相類似的研究發現作比較，本研究的發現可初步提供諮商實務工作者和後續的研究者參考或者運 用。在過去諮商的目的之一，即在協助個案在接受諮商後「心情變好，以及使生活變得更好」（"Feel better and get better"）。而在過去，諮商滿意常被視為是諮商歷程或結果間的變項，本研究中所採 用評量個案對諮商滿意的的「諮商滿意量表」，可同時評量個案對諮商的「催化與正向關係」，以 及「改變與成效」之回饋的用途，而個案對諮商的滿意與否，則可能影響到個案是否持續接受諮 商，這是諮商實務工作者宜加以留意的。 本研究有若干限制。首先是本研究以焦慮依附風格的參與者 N = 87 為研究對象，樣本數較少， 故採用「偏最小平方法結構方程模式」進行資料分析。再者，本研究考量過去國內有相當比例， 接受諮商的個案，待在諮商中的時間和次數經常短暫且容易流失，以及個案所知覺的工作同盟， 經常在前 3 次諮商時，即能預測諮商結果，本研究僅以諮商初期的第 3 次諮商，進行研究資料的 收集，未對後續的諮商段落進行探討，因此本研究的發現，僅能呈現焦慮依附風格個案，在諮商 初期的晤談感受、工作同盟與諮商滿意的關係。最後則是本研究並未對諮商師的諮商理論、參與 者特定的議題等作限制或探討，或者進行諮商師-個案的配對。 三、建議 本研究根據研究發現和限制，提出以下的建議： （一）對諮商實務的建議 1. 本研究已確認，中文「第五版晤談評量問卷」、「工作同盟量表」與「諮商滿意量表」三份 評量工具，具有良好的信度與效度，建議往後的諮商實務工作者，參考及運用這三份評量工具， 作為在諮商段落收集個案的晤談感受，個案所知覺其與諮商師的同盟強度，以及對諮商滿意的回 饋用途，了解個案在諮商歷程之感受和反應，及作為調整諮商策略，或提升個案對諮商滿意之參 考。 2. 建議諮商實務工作者，可參考本研究之晤談感受可高度預測工作同盟的發現，及在諮商段 落間，特別是諮商的初期，隨時留意個案在晤談感受的情形與變化，協助個案感受到諮商的力量

和價值，讓原先的緊張和懊惱得到舒緩，在諮商後得到自信和快樂，讓原先憤怒和害怕的降低或 消除，及感受到諮商後是有進展的，和體會到諮商帶來的興奮、安靜與平靜。當個案對諮商有正 向的感受時，個案傾向能與諮商師建立強而有力的工作同盟。 3. 本研究發現工作同盟對諮商滿意具有顯著的影響，因此諮商實務工作者，在諮商的初期宜 特別留意個案對諮商服務的滿意情形，倘若發現個案所知覺的工作同盟有下降或破裂的情形時， 應儘早找出原因，修補及確認諮商的共同目標，釐清及確認諮商師與個案間，達成目標的角色和 任務，加強諮商師與個案彼此間的信賴與情感的連結，以建立強而有力的工作同盟，以利後續諮 商的進行。 4. 本研究發現晤談感受聯合工作同盟，對諮商滿意具有相當的預測力，此結果說明，晤談感 受與工作同盟，在諮商歷程中相互結合的重要性，值得諮商實務工作者從事諮商工作時留意。 5.另一值得特別留意的是，本研究發現晤談感受對諮商滿意具有低度顯著的影響，但是晤談感 受透過工作同盟，間接影響諮商滿意的數值則增加，此發現顯示工作同盟的中介角色，以及工作 同盟對個案在「催化與正向關係」及「改變與成效」的諮商滿意之顯著影響。諮商實務工作者在 諮商段落中，宜重視個案所知覺工作同盟的目標、任務和連結的程度，提升個案在接受諮商時， 對諮商情境的「催化與正向關係」，在諮商後對自己的「改變與成效」之滿意度，以及協助個案從 諮商中獲益。 （二）對未來研究的建議 1. 建議未來的研究繼續進行中文「第五版晤談評量問卷」、「工作同盟量表」與「諮商滿意量 表」內部結構的驗證，增加此三份評量工具可信賴度之憑證。 2. 未來的研究宜考量在不同的諮商階段收集研究參與者的資料，探討參與者在諮商不同階段 之行為反應，以及研究對象在完整諮商歷程之變化趨勢。 3. 本研究係以焦慮依附參與者的資料進行分析，研究結果較適合推論至性質相近的樣本群 體，未來的研究可蒐集不同依附風格參與者的資料，比較不同的參與者在晤談感受、工作同盟與 諮商滿意關係之異同。 4. 此外，建議未來的研究可以考慮以更多次數的諮商段落，或以自然結束諮商之參與者，進 行晤談感受、工作同盟與諮商成效之探討，以比較諮商初期的評量和更多次數諮商，以及自然結 束之諮商結果。 5. 再者，本研究發現個案所知覺的晤談感受、工作同盟和諮商滿意的具體關係，建議未來的 研究繼續探討心理師版「晤談評量問卷」之信度和效度，以確認心理師版「晤談評量問卷」的內 部結構與實用性，及進行心理師晤談感受的相關研究。 6. 最後，建議未來的研究可考量心理師的諮商理論取向、性別、個案的特定議題或性別等因 素，以及採諮商師-個案對偶的方式進行後續的研究。

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