許英美 張琪 曹慧

摘?要?為探討接納承諾療法團體輔導對高校大學生心理健康水平干預(yù)的即時和長期效果以及機制，選取20名大學生作為干預(yù)組，進行接納承諾療法團體輔導，同時招募29名大學生作為對照組，不接受團體干預(yù)。采用貝克抑郁量表、貝克焦慮量表、一般健康量表、接納與行動問卷、認知整合問卷，分別對兩組大學生在干預(yù)前、干預(yù)后施測，并對干預(yù)組在干預(yù)3個月后再次追蹤施測。干預(yù)組在抑郁、自尊、一般心理健康、經(jīng)驗性回避以及認知融合方面在干預(yù)后相比干預(yù)前都有顯著改善;與對照組相比，干預(yù)組在抑郁、一般心理健康維度上變化顯著，在認知融合上邊緣顯著，說明接納承諾療法團體輔導能夠有效提升大學生的一般心理健康水平。此外，經(jīng)驗性回避和認知融合在干預(yù)前后的變化值與大學生抑郁水平的變化值無顯著相關(guān)，但與干預(yù)組后測時的一般心理健康水平顯著相關(guān)。

關(guān)鍵詞?接納承諾療法;團體輔導;高校大學生;心理健康

分類號?B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2019.11.002

1?問題提出

接納承諾療法（Acceptance and Commitment Therapy， ACT）是由海斯等人（Hayes， Levin， Plumb-Vilardaga， Villatte， & Pistorello， 2013; Hayes， Strosahl， & Wilson， 1999）發(fā)展起來的一種基于正念的認知療法，是一種以功能性語境主義哲學和關(guān)系框架理論為基礎(chǔ)的心理治療方法（Hayes， 2004）。該療法目標是“幫助人們開創(chuàng)豐富、充實且有意義的生活，同時接納生活中那些不可避免的痛苦” （Hayes， 2004; Hayes et al.， 2013），具體工作目標是提升個體的心理靈活性。心理靈活性是指“活在當下、覺察自我體驗、向自我體驗開放、實踐我們認為有價值的事情”的能力（Bond， Flaxman， & Bunce， 2008）。這種心理靈活性意味著，即使環(huán)境變化、不同的想法和感覺出現(xiàn)，個體依然有向著價值取向前進的自由。為了幫助人們實現(xiàn)心理靈活性，接納承諾療法提出了包括病理模型和治療模型的六邊形模型（圖1）。

接納承諾療法具體分析了六大病理模型及對應(yīng)的六大核心治療過程（Hayes， Strosahl， & Wilson， 1999， 2012），具體六個相對應(yīng)的維度如上圖1所示。因為本次研究主要針對沒有接受過接納承諾療法的被試，故更關(guān)注治療過程的前兩步，即認知解離與認知融合、接納與經(jīng)驗性回避是本研究干預(yù)的重點。認知解離意味著與自己的各種念頭、想象和記憶保持距離，而認知融合則是將自身認知與各種念頭、想象和記憶融合在一起;接納意味著以開放的態(tài)度給各種痛苦情感、感受、沖動和情緒留出空間，而經(jīng)驗性回避則是為逃避內(nèi)心的痛苦而陷入與它們的戰(zhàn)斗、抵抗、逃避中，甚至被其淹沒（Hayes et al.， 1999， 2012）。經(jīng)驗性回避是接納承諾療法的一個核心概念，在心理障礙分類以及心理咨詢與治療方面有著重要的意義（左亞洲， 張亞楠， 2018）。

接納承諾療法提出了很多方法來實現(xiàn)治療目標，包括正念、隱喻故事、體驗式練習等，讓來訪者自己感悟到與痛苦相處的價值，從而自發(fā)轉(zhuǎn)變，不像傳統(tǒng)認知行為療法那樣與來訪者進行觀念辯駁（Hayes et al.， 1999， 2012）。已有多篇綜述或元分析文章肯定了該療法的干預(yù)效果（Graham， Gouick， Krahe， & Gillanders， 2016; Gu， Strauss， Bond， & Cavanagh， 2015; Veehof， Trompetter， Bohlmeijer， & Schreurs， 2016）。國外多項在高校大學生群體中進行的干預(yù)研究都發(fā)現(xiàn)該療法能夠降低大學生的抑郁水平，提升心理健康水平（Kohtala， Lappalainen， Savonen， Timo， & Tolvanen， 2015; Levin， Haeger， Pierce， & Twohig， 2017; Rsnen， Lappalainen， Muotka， Tolvanen， & Lappalainen， 2016）。國內(nèi)也有一些相關(guān)研究和咨詢實踐。何厚建，胡茂榮， 王敬， 陳盈和賴雄（2017）比較了接納承諾療法與道家療法的異同點，何厚建和胡茂榮（2018）報告了一例采用接納承諾療法成功干預(yù)強迫癥個案的報告，陳盈，胡茂榮， 何厚建和賴雄 （2018）采用接納承諾療法治療減輕了1例異食癥初中生的抑郁、焦慮情緒并提高了其心理靈活性，周君，王淑娟和祝卓宏（2018）采用問卷調(diào)查探討了父母心理靈活性及婚姻質(zhì)量在接納承諾療法干預(yù)兒童行為問題的中介作用。但大多當前關(guān)于論證ACT效果的文獻都是綜述，很少有實證研究論證ACT基本技術(shù)的效果及其作用機制（黃明明， 2015）;傾向于對特定個體的單獨干預(yù)，缺乏基本接納承諾療法的團體輔導研究。基于此，本研究將探討基于接納承諾療法的團體輔導對大學生心理健康的干預(yù)效果及作用機制，具體研究問題如下：（1）ACT干預(yù)的即時效果，即在干預(yù)后，與對照組相比，干預(yù)組的心理健康水平是否存在顯著差異;（2）ACT干預(yù)的長期效果，即干預(yù)組的心理健康水平提升效果是否在3個月后依然顯著;（3）ACT干預(yù)效果的作用機制，即心理健康各維度水平的變化是否與經(jīng)驗性回避、認知融合水平變化相關(guān)。

2?研究方法

2.1?研究對象

在北京某大學通過海報招募和入組訪談選出在讀高校生共20人，隨機分為三組，統(tǒng)一由一名經(jīng)驗豐富的心理咨詢師帶領(lǐng)，依次接受團體干預(yù)，該咨詢師是國際語境行為科學協(xié)會中國分會會員，進行接納承諾療法訓練200小時以上。同時招募對照組29人，不接受團體干預(yù)。

干預(yù)組：男8人，女12人，平均年齡25.06±2.90歲。本科生3人，碩士生9人，博士生8人。對照組：男18人，女11人，平均年齡24.24±2.46歲，本科生8人，碩士生8人，博士生13人。兩組在性別，年齡，學位上均無統(tǒng)計學差異（均ps>0.05）。

2.2?研究設(shè)計

研究采取準實驗設(shè)計，設(shè)置干預(yù)組和對照組，干預(yù)組接受團體干預(yù)，對照組不接受任何干預(yù)。干預(yù)組除接受前測后測外，3個月后再接受追蹤測試，對照組不接受3個月后的追蹤測試。

2.3?研究工具

（1）抑郁。采用貝克抑郁量表第2 版（BDI-II ）中文版（王振， 苑成梅， 黃佳， 李則摯， 陳玨， 張海音， 肖澤萍， 2011）測量抑郁水平。量表于1967年由Beck制定，用于評估過去兩周內(nèi)抑郁癥狀的嚴重程度，在大學生群體中經(jīng)驗證具有良好的信效度（楊文輝， 吳多進， 彭芳， 2012）。量表共包含21 個條目，每個條目為0～3 級評分，總分0～13分為無抑郁，14～19 分為輕度抑郁，20～28 分為中度抑郁，29～63 分為重度抑郁。在本研究中內(nèi)部一致性系數(shù)為0.82。

（2）焦慮。采用貝克焦慮量表（BAI）中文版測量（汪向東， 王希林， 馬弘， 1999）。該量表由美國心理學家Beck等人于1988年編制，用于評定多種焦慮癥狀的嚴重程度。共包括21個自評項目，采用4級評分方法，“1”表示無;“2”表示輕度，無多大煩擾;“3”表示中度，感到不適但尚能忍受;“4”表示重度，只能勉強忍受。把量表中項目分數(shù)相加得到總分，分數(shù)越高說明焦慮情緒越嚴重，一般以總分大于等于45作為焦慮的判斷臨界值。中文版本在國內(nèi)被廣泛應(yīng)用并有較好的信度和效度（金雯， 2014）。在本研究中內(nèi)部一致性系數(shù)為0.78。

（3）一般心理健康。采用一般健康量表（GHQ-12）測量一般心理健康水平（汪向東， 王希林， 馬弘， 1999）。問卷共12 道題，要求被試評價自己在最近3個月內(nèi)出現(xiàn)某種行為或產(chǎn)生某種感受的頻率，采用4級計分，從“從不”計1分到“經(jīng)?！庇?分，得分范圍在12～48分之間，分數(shù)越高，表示一般心理健康水平越低，總分超過27為心理狀況不佳。在本研究中內(nèi)部一致性系數(shù)為0.80。

（4）經(jīng)驗性回避。采用接納與行動問卷第二版（ AAQ-Ⅱ）（曹靜， 吉陽， 祝卓宏， 2013）測量。作為反映接納承諾療法核心理念的測量問卷，最早由Hayes（2004）編制，之后國際多位研究者共同探討修訂了第二版（Bond et al.， 2011）。該量表共7題，采用1（從未）～7（總是）點計分。分數(shù)越高，經(jīng)驗性回避程度越高。在本研究中內(nèi)部一致性系數(shù)為0.85。

（5）認知融合。采用認知融合問卷中文版（CFQ-F）（張維晨， 吉陽， 李新， 郭慧娜， 祝卓宏， 2014）測量。該量表原由Gillanders等 （2014） 編制，涉及認知融合以及認知解離的各種表現(xiàn)。中文版只保留認知融合分問卷，共9題，7點計分（從1=明顯不符合，到7=明顯符合）。分數(shù)越高，表示認知融合程度越高。在本研究中內(nèi)部一致性系數(shù)為0.72。

2.4?研究過程

2.4.1?干預(yù)方案

根據(jù)ACT理論和團體干預(yù)目標設(shè)計本研究的干預(yù)方案。針對高校學生認識自己，認識他人的需求，團體干預(yù)主要目標為通過幫助學生學會更好地了解自己的認知和情緒特點，學會接納自己和更好地調(diào)節(jié)情緒，提高與他人的溝通能力等方法提高學生的心理靈活性，從而進一步提升心理健康水平。在團體干預(yù)的基本框架下，采用小組討論、理論介紹、分享感受、家庭作業(yè)和繪畫音樂等多種方式，充分調(diào)動成員參與積極性，營造良好的互動氛圍。具體的干預(yù)方案見表1。

2.4.2?干預(yù)流程

招募團體干預(yù)對象后，首先對被試進行入組訪談，了解其精神狀況并確定其參與動機。通過訪談共篩選出20人，簽署知情同意書后進入干預(yù)組。干預(yù)組隨機分為三組，共進行為期8周的ACT團體心理輔導，每周1次，每次2小時。咨詢師1名，為某大學心理咨詢與治療中心專職心理咨詢師，中國心理學會臨床與咨詢心理學專業(yè)注冊系統(tǒng)注冊心理師，接納承諾療法咨詢師、督導師;還曾接受過結(jié)構(gòu)式的以人為中心的精神分析及認知行為取向的團體培訓，以及表達性藝術(shù)治療、兒童心理治療及家庭治療等方面的系統(tǒng)專業(yè)培訓，有豐富的團體咨詢工作經(jīng)驗。

采用方便抽樣的方式選取29名被試成為對照組，均簽署知情同意書。在為期8周的團體干預(yù)期間，對照組如常生活，不接受心理咨詢和團體干預(yù)。干預(yù)組和對照組均在干預(yù)前填寫上述5個問卷，收集數(shù)據(jù)，八周干預(yù)結(jié)束后，再完成相關(guān)量表。3個月后，對干預(yù)組收集追蹤數(shù)據(jù)。

2.5?統(tǒng)計分析

運用SPSS 20.0統(tǒng)計軟件進行數(shù)據(jù)分析。采用一般線性模型（GLM）進行重復(fù)測量方差分析，探索干預(yù)組各維度得分干預(yù)前后及3個月追蹤數(shù)據(jù)的差異是否顯著，并通過效應(yīng)量偏η2來判斷團體干預(yù)效果大?。–ohens， 1988）。

3?結(jié)果

3.1?描述統(tǒng)計

表2呈現(xiàn)了對照組和干預(yù)組在各次測量時抑郁、焦慮、一般心理健康、經(jīng)驗性回避和認知融合5個變量的結(jié)果。整體上，高校學生的抑郁、焦慮水平較低，一般心理健康水平也較好。干預(yù)組在經(jīng)驗性回避及認知融合量表上的得分較高，而對照組處于中等偏低的分數(shù)。

3.2?干預(yù)效果檢驗

為檢驗團體輔導對干預(yù)組是否有效果，從兩方面進行了數(shù)據(jù)分析。

首先，采用重復(fù)測量方差分析檢驗干預(yù)組在干預(yù)前、干預(yù)后和干預(yù)3個月后的三次測量結(jié)果是否有差異。結(jié)果如表3所示，在全部5個變量上干預(yù)效果均顯著（η2在0.16到0.35之間）。進一步均差比較發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過團體輔導干預(yù)，干預(yù)組抑郁、一般心理健康和認知融合3個維度的均值，后測和追測分別與前測相比，均顯著下降;干預(yù)3個月后的追測中，這3個維度均維持在干預(yù)后水平，表明干預(yù)效果穩(wěn)定。在焦慮維度上，雖然干預(yù)后的效果統(tǒng)計檢驗不顯著，但3個月后的追測則顯著低于干預(yù)前水平，表明干預(yù)效果可能具有一定滯后性。在經(jīng)驗性回避維度上，干預(yù)后測與前測相比，以及干預(yù)3個月后追測與后測相比，均顯著下降，表明團體輔導在結(jié)束之后，仍然有進一步的心理幫助效果。

其次，進行干預(yù)組與對照組的比較。因為對照組沒有追測數(shù)據(jù)，所以只能進行2（被試內(nèi)-測量時間：前測、后測）×2（被試間-組別：干預(yù)組、對照組）的方差分析。結(jié)果如表3右側(cè)三欄所示，測量時間與組別在抑郁和一般心理健康兩個維度上，交互作用顯著，效應(yīng)值較大;在認知融合維度上，交互作用邊緣顯著。而在焦慮和經(jīng)驗性回避上，交互作用不顯著。結(jié)合表2的描述統(tǒng)計結(jié)果可知，干預(yù)可能對抑郁、一般心理健康和認知融合三個變量產(chǎn)生影響，但是對焦慮和經(jīng)驗性回避沒有產(chǎn)生影響。下面是更進一步的分析。

3.3?干預(yù)效果的心理機制探討

為了探討經(jīng)驗性回避、認知融合水平是否會影響到干預(yù)效果，將干預(yù)前后經(jīng)驗性回避、認知融合水平的變化差值作為可能的影響因素納入方程進行變化值（以標準分的形式作為連續(xù)變量進入，經(jīng)驗性回避的變化值和認知融合的變化值分別進入方程，一次檢驗一項）×2（測量時間）×2（組別）的混合方差分析。

分析結(jié)果顯示：對于抑郁來說，經(jīng)驗性回避的前后變化值與測量時間、干預(yù)組別的三階交互作用不顯著（F（1，45）=1.49， p=0.23， 偏η2=0.03），與測量時間的二階交互作用顯著（F（1，45）=3.95， p=0.05， 偏η2=0.08），測量時間與干預(yù)組別的二階交互作用不顯著（F（1，45）=2.47， p=0.12， 偏η2=0.05），說明經(jīng)驗性回避的前后測變化差值對于抑郁水平改變沒有任何影響。

認知融合變化值方面，三階交互作用不顯著（F（1，45）=1.38， p=0.71， 偏η2=0.003），與測量時間的二階交互作用不顯著（F（1，45）=1.24， p=0.27， 偏η2=0.03），測量時間與干預(yù)組別的二階交互作用邊緣顯著（F（1，45）=3.06， p=0.09， 偏η2=0.06），即認知融合水平的變化也不是干預(yù)組的抑郁水平變化的重要原因。

對于心理健康來說，經(jīng)驗性回避的前后變化值與測量時間、干預(yù)組別的三階交互作用顯著（F（1，45）=5.61， p=0.02， 偏η2=0.12），與測量時間的二階交互作用顯著（F（1，45）=6.04， p=0.02， 偏η2=0.12），測量時間與干預(yù)組別的二階交互作用不顯著（F（1，45）=1.29， p=0.26， 偏η2=0.03）。對三階交互作用進一步分析發(fā)現(xiàn)，在對照組里，測量時間和經(jīng)驗性回避變化值的交互作用不顯著（F（1，26）=0.01， p=0.92， 偏η2=0.000），但是在干預(yù)組里，該交互作用顯著（F（1，17）=6.15， p=0.02， 偏η2=0.27）。從系數(shù)估計看來，只有在干預(yù)組中，經(jīng)驗性回避變化值對后測的心理健康的預(yù)測作用是顯著的（β=0.32， SE=0.11， t=2.86， p=0.01， 偏η2=0.33），即在干預(yù)組后測時，經(jīng)驗性回避降低越多，心理健康水平越高。具體結(jié)果見圖2。

圖2?測量時間、組別和經(jīng)驗性回避變化值對心理健康的三階交互作用圖

認知融合變化值方面，三階交互作用顯著（F（1，45）=5.09， p=0.03， 偏η2=0.11），與測量時間的二階交互作用顯著（F（1，45）=9.60， p=0.003， 偏η2=0.18），測量時間與干預(yù)組別的二階交互作用邊緣顯著（F（1，45）=0.84， p=0.37， 偏η2=0.02）。三階交互作用結(jié)果與經(jīng)驗性回避變化值的結(jié)果類似，在對照組中，測量時間和認知融合變化值的交互作用不顯著（F（1，26）=0.64， p=0.43， 偏η2=0.02），但是在干預(yù)組中，該交互作用顯著（F（1，17）=8.95， p=0.008， 偏η2=0.35）。從系數(shù)估計看來，只有在干預(yù)組中，認知融合變化值對后測的心理健康的預(yù)測作用是顯著的（β=0.25， SE=0.10， t=2.39， p=0.03， 偏η2=0.25）。

4?討論

本研究以接納承諾療法為理論框架，對高校大學生進行為期8周的團體輔導，對干預(yù)效果進行追蹤測量，并探討可能對干預(yù)效果產(chǎn)生影響的變量。研究顯示，該療法的團體輔導干預(yù)是有效的，無論是后測還是追測，干預(yù)組在抑郁、焦慮、一般心理健康、經(jīng)驗性回避、認知融合維度上與前測時相比都有顯著改善;與對照組相比，干預(yù)組在抑郁、一般心理健康和認知融合維度上后測比前測值均顯著降低，說明這些心理健康方面均得到有效改善。即8周的團體輔導確實能夠提升干預(yù)組學生的心理健康狀態(tài)，接納承諾療法具有顯著效果。

此外，本研究中還探索了以下四方面問題。首先是團體輔導的追蹤結(jié)果。研究結(jié)果顯示，在結(jié)束輔導的3個月之后，干預(yù)組學生在抑郁、焦慮、一般心理健康、認知融合和經(jīng)驗性回避維度上均仍有顯著的改善效果。接納承諾療法強調(diào)對心理世界運作本質(zhì)的揭示，并從導致人們心理僵化的六大病理要素進行改善（Hayes， Strosahl， & Wilson， 1999， 2012），因此，接納承諾療法認為，在接受了恰當?shù)男睦磔o導之后，人們改變的不是當前的心理狀態(tài)，而是心理靈活性。心理靈活性的增強意味著在當前的生活中能夠較少地逃避自己內(nèi)在的不愉悅體驗、消極或不合適的念頭、想法、情緒等，也不再瞻前顧后、被僵化的自我概念困擾，看不到自己真正看重的方向且不能邁出真正的行動，意味著能夠接納、解離、正念和帶著觀察性自我向價值取向做出承諾且行動，這樣人們感受到的消極心理事件（如抑郁、焦慮等）就可能減少，心理健康就得以改善（Hayes， 2016）。這也與Vowles和Mccracken （2008）對171例慢性疼痛患者進行的ACT 多學科治療的研究結(jié)果一致，干預(yù)后和3 個月的隨訪結(jié)果顯示，患者的疼痛、抑郁、疼痛相關(guān)焦慮、殘疾、就診次數(shù)、工作情況、身體活動能力方面都有改善。接納承諾療法改變的是人與內(nèi)在心理體驗和外在價值行動之間的關(guān)系，這種關(guān)系改變之后會自然運行，繼續(xù)改變?nèi)说纳?，因此，接納承諾療法的療效在團體輔導結(jié)束之后，通常會持續(xù)，甚至越來越好。

其次，交互作用分析結(jié)果顯示，在焦慮和經(jīng)驗性回避兩個維度上，交互作用不顯著，從描述統(tǒng)計結(jié)果可見，后測時對照組在這兩個變量上的情況也得以減輕。雖對照組前測結(jié)果已經(jīng)優(yōu)于干預(yù)組，但是隨著時間的發(fā)展，焦慮狀態(tài)減輕，經(jīng)驗性回避的程度更低?？赡艿脑蛟谟冢皇窃趩柧碇貜?fù)測量時，答題者第二次作答時對題目的反應(yīng)性下降，但是由于其他維度上并沒有出現(xiàn)同樣的情況，因此該因素可能性較低。二是前、后測所處的學期不同，前測是在學期初，而后測是在學生逐漸熟悉課業(yè)且學業(yè)比較輕松的學期中，學生的焦慮狀態(tài)和需要去回避的負面的內(nèi)在體驗都減少，而認知融合、抑郁狀態(tài)、一般心理健康更是一種長期狀態(tài)，受到暫時性的生活狀態(tài)影響略小，所以造成了可能的差異。三是因為對照組的狀態(tài)本身較好，已具有較強的心理靈活性，因此帶來了良性發(fā)展，但該因素是否成立仍需要未來開展隨機對照實驗研究進行考察。

再次，本研究還探討了接納承諾療法的兩個重要心理病理機制經(jīng)驗性回避和認知融合是否會影響干預(yù)效果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，這兩者的變化值都不能解釋干預(yù)前后抑郁水平的變化，但是可能是一般心理健康變化的影響因素。一方面，對抑郁無效果可能顯示了為什么隨著時間增加，干預(yù)組的抑郁水平又有所回升（雖然效果不顯著）的現(xiàn)象。這也是接納承諾療法的正常現(xiàn)象：不試圖改變癥狀，而是關(guān)注于功能的改變。在治療過程中，癥狀可能消失，也可能持續(xù)，但重要的是來訪者是否能帶著癥狀去朝著自己的價值方向行動。另一方面，經(jīng)驗性回避和認知融合與心理健康密切相關(guān)。對于干預(yù)組來說，在后測時的心理健康水平與經(jīng)驗性回避/認知融合的變化有顯著相關(guān)，經(jīng)驗性回避越低，心理健康水平越好，即接納承諾療法帶來的功能改變，確實促使了心理健康的變化。

最后，本研究提出了一個新的問題：為什么在抑郁和一般心理健康兩個變量上，會有兩種不同的結(jié)果。這可能與測量工具、被試群體、以及接納承諾療法的方法和取向有關(guān)。一是高校學生的心理問題程度未達到病理水平，而抑郁是采用貝克抑郁量表進行測量，更偏向于臨床指標。本研究中發(fā)現(xiàn)抑郁量表在兩個群體的多次測量中的平均分區(qū)間為[0.22，0.53]，對于一個得分區(qū)間在0～3的量表來說，得分偏低。而一般心理健康水平是采用一般心理健康量表（GHQ-12）測量，題目中更多指向日常生活中的心理困擾問題，且有較多積極描述題目，因此其得分也略偏向中間段，可能對于高校學生而言，這樣的量表更具有針對性或敏感度。二是兩個量表測量的內(nèi)容不同，抑郁量表更多測量的是感受，一般心理健康量表則更傾向于功能的呈現(xiàn)，所以對于接納承諾療法這種重功能輕癥狀的療法來說，一般心理健康量表敏感度更高。三是測量工具中并沒有包括全部的接納承諾療法的6個治療元素，也許抑郁的變化更多地是受到其他因素的影響，例如正念覺知水平和對價值方向的覺知等。

本研究探討了基于接納承諾療法的團體心理輔導是否能夠有效幫助高校學生提升心理健康，研究結(jié)果證明了該療法的有效性。但是仍然有五方面的問題，需要后續(xù)研究繼續(xù)探討。第一，由于條件限制，本研究不能采用隨機對照實驗研究，而是采用了準實驗研究，這導致無法確定接納承諾療法是否確實能降低高校學生的焦慮水平和經(jīng)驗性回避水平，將來的研究應(yīng)該以同樣的被試群體進行隨機對照實驗研究。第二，由于經(jīng)費等條件限制，研究僅進行了一次追測，而且僅在干預(yù)組中進行，因此，對于基于接納承諾療法的團體輔導帶來的長期影響，并不能夠完全確認。建議將來的研究在團體輔導結(jié)束后進行2～3次的回訪，并在對照組中同樣進行追測，以便更好比較干預(yù)效果。第三，本次團體輔導的活動關(guān)注了接納承諾療法的全部六個方面，但囿于沒有合適的測量工具及測量篇幅的限制，未能對正念水平、價值方向和承諾行動進行測量，這造成對本次團體輔導效果的機制考察并不全面，尤其是對于抑郁水平變化原因的考察，需要進一步研究。第四，本研究重點放在了整體效果研究上，并未對具體的每一次輔導活動的效果進行考察，因此不能就如何提升團體輔導效果提出建議，將來的研究可以更多關(guān)注對輔導活動效果，以便能發(fā)展出在最短時間內(nèi)達到最大效果的團體輔導方案。第五，本次心理輔導是在一所知名高校中開展，學生普遍具有較高的認知水平，同樣的心理輔導是否適用于其他高校，需要進一步研究進行驗證。

高校心理健康工作是各級高校的重點工作之一，心理健康良好的大學生才是最佳的人力資源，也是保證學生在未來幸福生活的重要指標。心理咨詢中心為有心理困擾的學生開展團體心理輔導工作，是一項重要的不可或缺的工作，為了確保心理輔導工作能夠越做越有效果，需要實驗證據(jù)進行證明并以此為基礎(chǔ)不斷完善。本研究是第一次在高校學生中探討基于接納承諾療法這一較新且正在快速發(fā)展的第三代認知行為療法進行團體輔導的干預(yù)效果。研究確定了干預(yù)的有效性，但是作為早期研究，仍有很多不足，期待更多的高校工作者以基于實證研究的教育思想為指導，不斷改進工作方法，以期達到更高效率的工作模式。

參考文獻

曹靜， 吉陽， 祝卓宏 （2013）. 接納與行動問卷第二版中文版測評大學生的信效度. 中國心理衛(wèi)生雜志， 27（11）， 873-877.

陳盈， 胡茂榮， 何厚建， 賴雄 （2018）. 1例異食癥初中生的接納承諾療法治療個案報告. 中國心理衛(wèi)生雜志， 32（9）， 734-737.

何厚建， 胡茂榮， 王敬， 陳盈， 賴雄 （2017）. 接納承諾療法與道家認知療法的比較分析. 心理技術(shù)與應(yīng)用， 5（7）， 427-432.

何厚建， 胡茂榮 （2018）. 一例強迫癥個案的接納承諾療法干預(yù)報告. 心理技術(shù)與應(yīng)用， 6（6）， 58-65.

黃明明 （2015）. 接納承諾療法. 心理技術(shù)與應(yīng)用， 3（4）， 44-48.

金雯 （2014）. 浙江某高校大學生抑郁焦慮流行現(xiàn)況及相關(guān)因素的橫斷面研究. 碩士學位論文. 浙江大學.

汪向東， 王希林， 馬弘 （1999）. 心理衛(wèi)生評定量表手冊（增訂版）. 北京： 中國心理衛(wèi)生雜志社， 134-142.

王振， 苑成梅， 黃佳， 李則摯， 陳玨， 張海音， 肖澤萍 （2011）. 貝克抑郁量表第2版中文版在抑郁癥患者中的信效度. 中國心理衛(wèi)生雜志， 25（6）， 476-480.

楊文輝， 吳多進， 彭芳 （2012）. 貝克抑郁量表第2版中文版在大一學生中的試用. 中國臨床心理學雜志， 20（6）， 762-764.

張麗， 王健 （2014）. 常用精神健康篩查量表簡介及其信度， 效度比較. 中國社會醫(yī)學雜志， 31（2）， 86-88.

張維晨， 吉陽， 李新， 郭慧娜， 祝卓宏 （2014）. 認知融合問卷中文版的信效度分析. 中國心理衛(wèi)生雜志， 28（1）， 40-44.

周君， 王淑娟， 祝卓宏 （2018）. 父母心理靈活性及婚姻質(zhì)量在接納承諾療法干預(yù)兒童行為問題的中介作用. 中華行為醫(yī)學與腦科學雜志， 27（2）， 127-131.

周少賢 （2009）. 當代大學生的壓力狀況及其應(yīng)對策略. 心理研究， 2（1）， 90-94.

左亞洲， 張亞楠 （2018）. 經(jīng)驗性回避： 概念、發(fā)生機制及測量. 心理技術(shù)與應(yīng)用， 6（11）， 60-68.

Bond， F. W.， Flaxman， P. E.， & Bunce， D. （2008）. The influence of psychological flexibility on work redesign： Mediated moderation of a work reorganization intervention. Journal of Applied Psychology， 93（3）， 645-654.

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. Behavior Therapy， 42（4）， 676-688.

Cohens， D. J. （1988）. Statistical power analysis for the behavioral sciences. Journal of the American Statistical Association， 84（363）， 19-74.

Gillanders， D. T.， Bolderston， H.， Bond， F. W.， Dempster， M.， Flaxman， P. E.， Campbell， L.，... Ferenbach， C. （2014）. The development and initial validation of the Cognitive Fusion Questionnaire. Behavior Therapy， 45（1）， 83-101.

Graham， C. D.， Gouick， J.， Krahe， C.， & Gillanders， D. （2016）. A systematic review of the use of Acceptance and Commitment Therapy （ACT） in chronic disease and long-term conditions. Clinical Psychology Review， 46， 46-58.

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. Clinical Psychology Review， 37， 1-12.

Hayes， S. C. （2004）. Acceptance and commitment therapy， relational frame theory， and the third wave of behavioral and cognitive therapies. Behavior Therapy， 35（4）， 639-665.

Hayes， S. C. （2016）. Acceptance and commitment therapy， relational frame theory， and the third wave of behavioral and cognitive therapies - Republished article. Behavior Therapy， 47（6）， 869-895.

Hayes， S. C.， Levin， M. E.， Plumb-Vilardaga， J.， Villatte， J. L.， & Pistorello， J. （2013）. Acceptance and commitment therapy and contextual behavioral science： Examining the progress of a distinctive model of behavioral and cognitive therapy. Behavior Therapy， 44（2）， 180-198.

Hayes， S. C.， Strosahl， K. D.， & Wilson， K. G. （1999）. Acceptance and commitment therapy： An experiential approach to behavior change. Encyclopedia of Psychotherapy， 9（1）， 1-8.

Hayes， S. C.， Strosahl， K. D.， & Wilson， K. G. （2012）. Acceptance and commitment therapy： The process and practice of mindful change （2nd ed.）. New York： Guilford Press.

Hayes， S. C.， Strosahl， K.， Wilson， K. G.， Bissett， R. T.， Pistorello， J.， Toarmino， D.， Bergan， J. （2004）. Measuring experiential avoidance： A preliminary test of a working model. The Psychological Record， 54（4）， 553-578.

Kohtala， A.， Lappalainen， R.， Savonen， L.， Timo， E.， & Tolvanen， A. （2015）. A four-session acceptance and commitment therapy based intervention for depressive symptoms delivered by masters degree level psychology students： a preliminary study. Behavioural and Cognitive Psychotherapy， 43（3）， 360-373.

Levin， M. E.， Haeger， J. A.， Pierce， B. G.， & Twohig， M. P. （2017）. Web-based acceptance and commitment therapy for mental health problems in college students： A randomized controlled trial. Behavior Modification， 41（1）， 141-162.

Rsnen， P.， Lappalainen， P.， Muotka， J.， Tolvanen， A.， & Lappalainen， R. （2016）. An online guided ACT intervention for enhancing the psychological wellbeing of university students： A randomized controlled clinical trial. Behaviour Research and Therapy， 78， 30-42.

Veehof， M.， Trompetter， H.， Bohlmeijer， E. T.， & Schreurs， K. M. G. （2016）. Acceptance-and mindfulness-based interventions for the treatment of chronic pain： a meta-analytic review. Cognitive Behaviour Therapy， 45（1）， 5-31.

Vowles， K. E.， & Mccracken， L. M. （2008）. Acceptance and values-based action in chronic pain： a study of treatment effectiveness and process. Journal of Consulting and Clinical Psychology， 76（3）， 397-407.

Intervention Effect of Acceptance and Commitment Therapy Group Treatment

on Improving Mental Health of College Students

XU Yingmei1; Zhang Qi2; CAO Hui3

（1 Peking University Hospital， Beijing 100871， China）

（2 School of education， University of Wisconsin-Madison， Madison 53705， USA）

（3 Capital Institute for Basic Education， Beijing Institute of Education， Beijing 100120， China）

Abstract

In order to investigate the immediate effects， long-term effects and mechanisms of acceptance commitment therapy group treatment on the mental health of college students， 20 college students were selected as the intervention group to receive group treatment of acceptance commitment therapy and 29 college students were recruited as the control group which no group intervention was adopted. The Beck Depression Scale， the Beck Anxiety Scale， the General Health Scale， the Acceptance and Action Questionnaire， and the Cognitive Integration Questionnaire were used to measure the two groups before and after the intervention and the intervention group was re-measured after three months. The intervention group showed significant improvement in depression， self-esteem， mental health， empirical avoidance， and cognitive fusion. Compared with the control group， the intervention group had significant decrease in the depression and general mental health scores， and was marginally significant in cognitive fusion. The group treatment of acceptance and commitment therapy can effectively improve college students mental health status. The two important factors， experiential avoidance and cognitive fusion， had no effect on depression， but had important predictive effect on the mental health.

Key words： acceptance and commitment therapy; group treatment; college students; mental health