Адаптация методики измерения рабочего (психотерапевтического) альянса WAI-S

Контекст и актуальность. Статья посвящена первичной адаптации сокращенной версии методики измерения рабочего (терапевтического) альянса WAI-S (Working Alliance Inventory, Short) на русскоязычной выборке. Терапевтический альянс — это специфические отношения между психологом и клиентом в процессе психотерапии и консультирования, связанные с эффективностью психотерапии. Сегодня отсутствуют адаптированные инструменты для измерения альянса на русском языке. Цель. Данное исследование направлено на перевод, адаптацию и оценку психометрических характеристик. Гипотеза. Переведенная и адаптированная методика WAI-S будет обладать достаточными психометрическими характеристиками валидности для использования оценки рабочего альянса. Методы и материалы. Исследование включало в себя один срез после четырех встреч психотерапевта с клиентом с использованием короткой версии WAI-S (Working Alliance Inventory-S) и опросника «Шкала оценки встречи» (SRS, Session Rating Scale, Miller, Duncan, & Johnson, 2002) для оценки ориентировочной валидности. В исследовании приняли участие 226 клиентов (средний возраст — 24,23 года, min = 18, max = 58, mod = 21), и 24 психотерапевта, заполнивших 228 анкет (средний возраст — 36 лет, min = 22, max = 74, mod = 25). Не все клиенты и терапевты заполнили полностью батарею методик, всего было сформировано 139 диад «терапевт—клиент». Результаты. Проведенный анализ показал высокие показатели внутренней согласованности шкал, однако приемлемость трехфакторной структуры не была подтверждена. Была получена однофакторная структура методики, как в версии для психотерапевтов, так и в версии для клиентов. Выводы. Результаты исследования свидетельствуют о валидности однофакторной версии WAI-S и ее пригодности для использования в российских психологических исследованиях и практике.

Введение

Современные прикладные исследования в социальных науках сосредоточены на изучении взаимосвязи социальных взаимодействий и психологического благополучия. Именно психологическое благополучие связано с высокими оценками качества жизни, в связи с чем психологическое консультирование стало общественно признанным путем сохранения и повышения уровня психического здоровья, социального функционирования, снижения индивидуальных показателей дистресса, тревожности и депрессии. Одним из центральных факторов, влияющих на благополучное течение психотерапевтического процесса, является психотерапевтический альянс — развивающиеся во времени взаимоотношения между клиентом и терапевтом, основанные на сотрудничестве, взаимопонимании и совместной работе над целями (Bordin, 1979; Пуговкина, Никитина, Холмогорова, Гаранян, 2009; Пуговкина, Холмогорова, 2011 и др.).

Во многих исследованиях, независимо от модальности подхода и особенностей запроса клиентов, была показана связь качества взаимоотношений и результативности психотерапии — альянс является одним из основных критериев ее успешности (Martin, Garske, Davis, 2000; Ogles, Lambert, Masters, 1996; Voderholzer et al., 2021; Wampold, 2015). Качество отношений психолога и клиента вносит значительный вклад в процесс не только личной, но и групповой психотерапии (Alldredge, Burlingame, Yang et al., 2021.), а также позволяет положительно влиять на состояние клиента даже специалистам без специальной психотерапевтической подготовки (Strupp, Hadley, 1979). Для измерения качества альянса используются несколько методик, четыре из которых — WAI (Working Alliance Inventory), HAq (Helping Alliance Questionnaire), VTAS (Vanderbilt scale) и CALPAS (California scale) — прошли наиболее тщательную проверку и использовались в исследованиях с качественно выстроенным дизайном и обоснованным анализом данных (Elvins, Green, 2008). Методика HAq (Luborsky, 1976) была создана для эмпирической проверки авторской психодинамической концепции альянса. Она измеряет 2 типа признаков: восприятие пациентом терапевта как оказывающего необходимую помощь и восприятие пациентами лечения как процесса совместной работы по достижению целей. Опросник заполняется только пациентом. Методика VTAS (Gomes-Schwartz, 1978) разработана на основе психодинамической терапии и метода самоотчета. VTAS состоит из 44 пунктов 6-балльной шкалы Лайкерта, вопросы разработаны для оценки качества альянса в индивидуальной динамической терапии и основаны на оценках записей сеансов лечения обученными клиническими наблюдателями (Duncan et al, 2003). Методика CALPAS (Marmar, Weiss, Gaston, 1989) создана на основе психодинамического подхода. Существуют версии для пациентов, терапевтов и экспертов.

Более распространенной по сравнению с другими моделями является концептуализация рабочего альянса Бордина (Bordin, 1994), определившего его как сотрудничество, направленное на изменения клиента. Методика измерения WAI разработана для оценки трех аспектов концепции рабочего альянса Бордина, которые нашли отражение в соответствующих шкалах опросника:

• согласие относительно задач психотерапии;
• согласие относительно итогового результата психотерапии;
• межличностная связь между психологом и клиентом.

Существуют варианты шкал для пациентов, терапевтов и наблюдателей, состоящие из 36 пунктов по 7–балльной шкале Лайкерта, а также их более короткие версии из 12 пунктов.

Проблема исследования. В научной литературе на момент адаптации нами опросника не было найдено адаптированных методик по измерению терапевтических отношений (Орешина, Жукова, 2023). Ранее Миловановой и соавторами были адаптированы шкалы оценки клиентами результата психологического консультирования, позволяющие косвенно оценить процесс изменения в терапии (Милованова и др., 2013). Один из опросников (HAQ) был переведен на русский язык (Люборски, 2022), но процедура адаптации и валидизации не проводилась. Одним из актуальных методов изучения взаимоотношений и взаимодействия в диадах (например: «консультант—клиент», «наставник—наставляемый») является рассмотрение нейрофизиологической или межличностной синхронизации (Воднева, Орешина, Кустова, Ткаченко, Цепелевич, Григоренко, 2024; Орешина, Жукова, 2024). В исследовании нейрофизиологической синхронизации при проведении психологического консультирования ранее использовался неадаптированный вариант WAI-S (Орешина, Жукова, 2024), что только подчеркивает актуальность перевода и адаптации данной методики.

Методика WAI-S (Tracey, Kokotovic, 1989) представляет собой сокращенный вариант оригинальной методики WAI (Horvath, Greenberg, 1989), и последние несколько лет именно она активно используется как для изучения особенностей психотерапевтических отношений, так и для создания инструментов измерения психотерапевтического альянса (Goldberg et al., 2021; Loos et al., 2020; Schlüter et al., 2020; Voderholzer et al., 2021). В ряде научных работ общий показатель альянса методики WAI-S демонстрировал положительную связь с результатами терапии (Cardoso et al., 2021; Horvath et al., 2011; Kivlighan et al., 2019; Loos et al., 2020; Martin, Garske, Davis, 2000; Voderholzer et al., 2021; Watson, Geller, 2005). Кроме того, метаанализ исследований альянса (Martin, Garske, Davis, 2000) показывает, что данная методика больше всего подходит для универсального использования и может применятся независимо от специфики подхода к консультированию..

Гипотеза исследования. Переведенная и адаптированная методика WAI-S будет обладать достаточными психометрическими характеристиками валидности и надежности для оценки рабочего альянса:

• факторная структура методики будет соответствовать необходимым статистическим показателям (RMSEA, CFI, TLI, SRMR);
• показатель надежности (α Кронбаха) будет принимать хорошее значение (α > 0,8).

При проведении перевода, адаптации и дальнейшем использовании мы опирались на опыт успешного перевода и адаптации на другие языки, повторяя уже совершенные процедуры перевода и адаптации (Corbière et al., 2006; Munder et al., 2010; Takasaki, Miki, Hall, 2020; Loos et al., 2020; Plantade–Gipch, Blanchet,Drouin, 2021; Schlüter et al., 2020).

Материалы и методы

Переведенная методика WAI-S заполнялась клиентами и терапевтами. Дальнейший анализ включал в себя проверку внутренней согласованности ответов, эксплораторный и конфирматорный факторный анализ, а также поиск корреляционных связей показателя альянса с количеством лет опыта психологов-консультантов, суммарным показателем опросника «Шкала оценки встреч» и баллами по его субшкалам. Важная особенность методики состоит в том, что заполняются единовременно сразу два бланка — и клиентом, и терапевтом; разница в оценке альянса становится тем показателем, который может помогать терапевту предотвращать ранний выход клиента из терапии.

Разработка русскоязычной версии опросника. Разрешение на перевод и адаптацию оригинального опросника было получено от разработчика опросника Адама Хорвата в 2019 году. Перевод был составлен психологами, имеющим лингвистическое образование. В дальнейшем перевод обсуждался 4 экспертами-психотерапевтами, ведущими психотерапевтическую практику на русском и английском языках. Обсуждение проходило в 2 этапа: 1) выделение замечаний относительно перевода, 2) согласование итогового варианта перевода.

Выборка. Участниками исследования были клиенты (студенты или сотрудники) психологических служб Российской академии народного хозяйства и государственной службы при Президенте РФ и Кубанского государственного университета. Измерения происходили не ранее четвертой сессии с терапевтом; участники получали опросники только после добровольного согласия. Все данные были анонимизированы. В исследовании приняли участие 308 клиентов и 24 терапевта, которые заполняли бланки на своих клиентов. Для подсчета были взяты 228 бланков терапевтов. После проверки данных из выборки были удалены не полностью заполненные данные, относящиеся к 82 диадам «психотерапевт—клиент».

Для анализа были взяты данные 226 опросников, заполненных клиентами, из которых 171 — женщины, средний возраст участников — 24,23 года (min = 18, max = 58, mod = 21), и 228 анкет, заполненных 24 терапевтами (mean = 36, min = 22, max = 74, mod = 25), из которых 20 — женщины, 4 — мужчины; психолог–консультант работал с несколькими клиентами. Средний опыт работы в психологической службе составил 1,76 года (1 год 9 месяцев), общий средний стаж консультативной практики составил 8 лет.

Направления, в которых работали психологи-консультанты: гештальт-терапия (12 консультантов, 123 клиента), экзистенциальная терапия (5 консультантов, 10 клиентов), системная семейная терапия (4 консультанта, 8 клиентов), подходы «семейства» когнитивно-поведенческой терапии (7 консультантов, 47 клиентов), психодинамическая психотерапия (психоанализ, эмоционально-образная терапия) (3 консультанта, 10 клиентов), неспецифические направления (интегративный подход) (4 консультанта, 28 клиентов).

Методы. Для оценки ориентировочной валидности был использован опросник «Шкала оценки встречи» (Session Rating Scale－SRS, Милованова и др., 2013).

Рабочий альянс измерялся при помощи сокращенной версии опросника WAI-S из 12 утверждений, степень согласия с которыми оценивалась по 7-бальной шкале Ликерта. Все опросники предъявлялись дистанционно с использованием электронного ресурса «1ka».

Процедура. Каждый опросник находился на отдельной странице. Участник исследования мог переключаться между опросниками, возвращаться к уже заполненным и изменять ответы.

Результаты

Для статистической обработки данных использовалась компьютерная программа IBM SPSS.

Проверка факторной структуры (психотерапевты). При использовании конфирматорного факторного анализа (КФА) было обнаружено, что трехфакторная модель является неприемлемой: χ2 = 183,382, df = 51, p < 0,001, RMSEA = 0,107, CFI = 0,941, TLI = 0,924, SRMR = 0,045. При этом в результате анализа были получены высокие показатели CFI (0,941) >0,9 и низкие показатели SRMR (0,045). Показатель CFI является критерием отсечения для оценки качества подгонки (Hu, Bentler, 1999; West et al., 2012). Максимальное значение интерпретируется как способность трехфакторной модели объяснять все существующие связи. Показатель SRMR < 0,05 считается хорошим (Hu,Bentler, 1999), так как стандартизованный средний остаток указывает на небольшую остаточную корреляцию. Ввиду непригодности трехфакторной модели, концептуально предложенной авторами, далее производился поиск альтернативной и более подходящей модели.

При использовании эксплораторного факторного анализа (ЭФА) было выделено 2 фактора. В первый фактор вошли 10 пунктов с достаточно высокими факторными нагрузками (минимальная нагрузка — 0,600). В второй фактор вошли только 2 вопроса с нагрузками 0,857 и 0,619 соответственно. Были исключены вопросы «У меня есть сомнения относительно того, чего мы пытаемся достичь в терапии» (нагрузка 0,568) и «____ (мой терапевт) и я имеем разные представления о его/ее реальных проблемах» (нагрузка 0,568), которые относятся к шкале «Цели». Факторная нагрузка этих вопросов невысокая, что, возможно, связано с переводом на русский язык. При использовании эксплораторного факторного анализа после исключения этих двух пунктов из процедуры анализа был выделен только один фактор. Такая факторная структура, состоящая из 10 пунктов, описывает 68,1% изменчивости дисперсии, что было обнаружено после использования вращения Варимакс.

Были построены другие возможные модели для попытки найти наиболее оптимальную. Согласно сравнительным показателям, наиболее пригодной является однофакторная модель из 10 вопросов, поскольку у нее критерий Акаике принимает наименьшее значение (AIC = 4541,426), а критерий правдоподобия наиболее близок к нулю (log–likelihood = –2240,713). Полученная модель является приемлемой: χ2 = 111,186, df = 35, p < 0,001, RMSEA = 0,098, CFI = 0,963, TLI = 0,952, SRMR = 0,030. КМО = 0,954; χ2 = 2050,895, df = 45, p < 0,001.

Критерий α Кронбаха использовался для проверки внутренней согласованности пунктов шкалы. Показатель надежности итоговой однофакторной версии показал очень хорошее значение, что говорит о высокой согласованности пунктов шкалы (α = 0,954).

Проверка факторной структуры (клиенты). При использовании КФА было обнаружено, что трехфакторная модель не является приемлемой (χ2 = 732,186, df = 54, p < 0,001, RMSEA = 0,237, CFI = 0,658, TLI = 0,582, SRMR = 0,441), что привело к необходимости поиска альтернативной модели.

При использовании ЭФА был выделен один фактор, в который вошли 11 пунктов с достаточно высокими факторными нагрузками (минимальная нагрузка — 0,622).

Вопрос «Я считаю, что я нравился(ась) _____ (своему терапевту)» имел нагрузку 0,345 по шкале «Связь» и был исключен. Вероятная причина низкой факторной нагрузки в этом случае — сексуализированный контекст русскоязычной версии вопроса.

После исключения этого пункта в результате проведения эксплораторного факторного анализа был выделен только один фактор; такая факторная структура описывает 61,7% изменчивости дисперсии, что было обнаружено после использования вращения Варимакс. Фактически у каждого из вопросов, кроме вопроса «Я считаю, что я нравлюсь ______(своему терапевту)», была выявлена достаточная нагрузка для отнесения в единственный полученный фактор, который является измерением «Общего показателя альянса».

Для поиска оптимальной факторной структуры опросника мы решили построить альтернативные модели. Относительно оптимальные показатели обнаружены для однофакторной модели (модель из 11 пунктов): χ2 = 182,552, df = 44, p < 0,001, RMSEA = 0,119, CFI = 0,928, TLI = 0,910, SRMR = 0,045. При проверке факторной структуры методики было выявлено, что данные пригодны для факторизации: КМО = 0,939; χ2 = 1931,726, df = 55, p < 0,001.

При использовании критерия α Кронбаха на итоговой однофакторной версии было выявлено «очень хорошее» значение критерия, что говорит о высокой согласованности пунктов шкалы (α = 0,945).

Корреляция общего показателя альянса. Количество встреч, проведенных перед срезом, в среднем равнялось 13 (min = 4, max = 100). Стаж работы психолога в среднем был равен 8 годам (min = 0,25, max = 24). Проверка распределения на нормальность у всех переменных (< 0,001) позволила использовать критерий корреляции Спирмена, при расчете статистических показателей использовались однофакторные структуры опросников.

Соотнесение результатов адаптации на двух выборках. Для проверки связи показателей оценки терапевтического альянса на двух выборках мы провели корреляционный анализ на 139 диадах «психотерапевт—клиент». Предварительная проверка при помощи критерия Шапиро—Уилка показала отличие распределения от нормального (p = 0,000), поэтому была применена непараметрическая корреляция. Обнаружена значимая положительная связь оценок терапевтического альянса со стороны терапевтов и клиентов, измеренных при помощи адаптированных версий WAI-S (rho = 0,413, p = 0,000).

Проверка внешней валидности. Для проверки внешней валидности мы использовали опросник «Шкала оценки встречи» (SRS, Session Rating Scale, Miller, Duncan, Johnson, 2002; Милованова и др., 2013). Была рассчитана корреляция шкал SRS с версиями опросника WAI-S для клиентов и терапевтов. Результаты представлены в табл. 1.

Таблица 1 / Table 1

Оценка ориентировочной валидности опросника WAI-S при помощи опросника «Шкала оценки встречи» (Session Rating Scale, SRS)

Assessment of the approximate validity of the WAI-S questionnaire using the Section Rating Scale (SRS)

Примечание: rho — коэффициента корреляции; p — уровень значимости.

Note: rho — correlation coefficient; p — coefficient signation level.

Были обнаружены значимые положительные связи по всем шкалам опросника «Шкала оценки встречи» (SRS), как с версией опросника рабочего альянса для клиентов, так и для терапевтов. Наибольшая связь была обнаружена по шкале «В целом» и оценкой альянса терапевтом (rho = 0,346, p = 0,001). Для оценки альянса клиентом наибольшая корреляция была найдена со шкалой «Связь» (rho = 0,317, p = 0,001).

В результате обработки в версии для терапевтов осталось 10 вопросов, в версии для клиентов осталось 11 пунктов. Итоговые версии опросников и ключ для всех 12 вопросов даны в Приложении.

Обсуждение результатов

Внутренняя согласованность. Анализ выявил высокие показатели внутренней согласованности для опросника рабочего альянса WAI-S, что показывает высокую корреляцию ответов друг с другом. Эти данные подтверждают выдвинутые гипотезы и позволяют сделать вывод о возможности использования опросника. Данные схожи с результатами оригинального исследования (Tracey, Kokotovic, 1989).

Факторный анализ. Версия для психотерапевтов. Однофакторная модель соответствует жестким критериям факторной структуры после исключения вопросов, набравших низкие нагрузки, и поэтому является итоговой и возможной для использования. Самую большую факторную нагрузку несет вопрос «Мой клиент и я уверены в полезности того, что мы сейчас делаем в терапии», поэтому сам фактор можно условно определить как оценку терапевтом процесса совместной работы.

Факторный анализ. Версия для клиентов. Конфирматорный анализ опросника показал, что трехфакторная модель не может быть использована. Эксплораторный факторный анализ выделил один фактор. Самую большую факторную нагрузку имеет пункт «Я считаю, что то, как мы работаем с моей проблемой, правильно», поэтому сам фактор можно условно обозначить оценкой клиентом процесса совместной работы. Важно отметить, что с трудностями воспроизведения оригинальной трехфакторной структуры этой версии опросника также столкнулись и при адаптации в 2024 году в Нидерландах на выборке молодых людей (van Benthem et al., 2024).

Оценка ориентировочной валидности. Показатели оценки альянса терапевтами и клиентами значимо положительно коррелировали между собой (rho = 0,413, p = 0,000), что может говорить о совпадающих маркерах, на которые члены психотерапевтической диады опираются при оценке рабочего альянса. Найденные значимые положительные связи между подшкалами опросника «Шкала оценки встреч» (Session Rating Scale, SSR) и оценками альянса по WAI-S свидетельствуют в пользу того, что терапевтический альянс включает в себя несколько составляющих, таких как качество отношений в диаде, совпадение целей работы и представлений об используемых в ее ходе инструментах.

Выводы

Были получены русскоязычные варианты WAI-S для психологов-консультантов и клиентов. Обе версии, по данным проведенного КФА, имеют однофакторную структуру. В результате проведения адаптации методики на русский язык был получен валидный измерительный материал для изучения терапевтического альянса, как для клиентов (11 пунктов), так и для специалистов (10 пунктов).

Для улучшения проверки изменяющихся в процессе работы характеристик связи между качеством альянса, количеством встреч и других дополнительных характеристик (например, отдельных психопатологий или эффективности работы) возможно проведение дополнительных исследований, в том числе включающих организацию срезов с определением точных временных промежутков между заполнениями опросника альянса. Последнее необходимо, так как результаты исследований качества альянса и его динамики различаются (Flückiger et al., 2018; Horvath et al., 2011; Horvath, Greenberg, 1989). Также в качестве перспективы дальнейших исследований можно выделить изучение возможных посредников связи «альянс—результат», так как она была обнаружена только в двух из трех исследовательских работах, что говорит о существовании факторов-медиаторов (Baier, Kline, Feeny, 2020).

Заключение

Получена однофакторная структура сокращенной версии методики измерения рабочего (терапевтического) альянса, как для клиентов, так и для психотерапевтов, были выявлены достаточные показатели внутренней валидности и внутренней согласованности пунктов шкалы для обеих версий, что позволяет делать выводы о возможности использования переведенной версии опросника на русскоязычной выборке. Качественная интерпретация структуры WAI-S подлежит дальнейшей переработке.

Ограничения. Клиентами в данном исследовании выступали в большой части студенты и сотрудники ВУЗов, которые на оплачивали сами психологическую терапию, что может иметь значение для успешного построения альянса и достижения результата (Jennissen et al., 2021). В данном исследовании не была проведена дифференциация по направленности и выраженности психопатологии. Также ограничением является небольшое число оригинальных терапевтов, но с этими трудностями встречаются и в аналогичных исследованиях (van Benthem et al., 2024). Дополнительной проверки требует внешняя валидность: при проведении следующих работ необходимо включение большего числа конструктов, позволяющих оценить пригодность использования новой факторной структуры; в том числе требуется проведение адаптации опросника «Шкала оценки встречи» (Session Rating Scale, SRS).

Limitations. The clients in this study were mostly students and university staff who paid for psychological therapy themselves, which may be important for successfully building an alliance and achieving results (Jennissen et al., 2021). In this study, there was no differentiation in the direction and severity of psychopathology. The small number of original therapists is also a limitation, but these difficulties are also encountered in similar studies (van Benthem et al., 2024). Additional verification requires external validity: during the following work, it is necessary to include more constructs that make it possible to assess the suitability of using the new factor structure; among other things, it requires testing the Session Rating Scale.

1. Воднева, А.Р., Орешина Г.В., Кустова, Т.А., Ткаченко, И.О., Цепелевич М.М., Григоренко Е.Л. (2024). Межличностная синхронизация в диадах «наставник—наставляемый»: Анализ невербальной синхронизации и эмпатии. Современная зарубежная психология, 13(1), 47—57. https://doi.org/10.17759/jmfp.2024130104
   Vodneva, A.R., Oreshina, G.V., Kustova, T.A., Tkachenko, I.O., Tsepelevich, M.M., Grigorenko, E.L. (2024). Interpersonal synchronization in mentor—mentored dyads: An Analysis of nonverbal synchronization and empathy. Modern Foreign Psychology, 13(1), 47—57. (In Russ.) https://doi.org/10.17759/jmfp.2024130104
2. Люборски, Л., Калмыкова, Е.С., Падун, М.А. (2022). Принципы психоаналитической психотерапии: Руководство по поддерживающему экспрессивному лечению. М.: Когито-центр, 2022.
   Lyuborsky, L. (2022). The principle of psychoanalytic psychotherapist: the cauldron of treatment expressionally supports the leadership: the manual / L. Lyubovsky ; The Kalmykov family. S., Underground. A. Moscow : Kogito Center, 2022. ISBN 978-5-89353-642-3. (In Russ.)
3. Милованова, Е.А., Бочавер, А.А., Хломов, К.Д., Павловский, А.И., Сковычева О.А., Богомолов, В.А., Дмитриевский, П.В. (2013). Шкала оценки результата (ORS): предварительные результаты адаптации русскоязычной версии инструмента для получения обратной связи от клиентов в психологическом консультировании. Консультативная психология и психотерапия, 21(3), 179—189.
   Milovanova, E.A., Bochaver, A.A., Khlomov, K.D., Pavlovsky, A.I., Skovicheva O.A., Bogomolov, V.A., Dmitrievsky, P.V. (2013). Outcome Assessment Scale (ORS): preliminary results of adaptation of the Russian-language version of the tool for receiving feedback from clients in psychological counseling. Consultative Psychology and Psychotherapy, 21(3), 179—189 (In Russ.)
4. Орешина Г. В., Жукова М. А. (2023). История развития и современные исследования альянса в психотерапии и консультировании. Клиническая и специальная психология, 12(3), 30—56. https://doi.org/10.17759/cpse.2023120302
   Oreshina G. V., Zhukova M. A. (2023). The history of the development and modern research of the alliance in psychotherapy and counseling. Clinical and Special Psychology, 12(3), 30—56. https://doi.org/10.17759/cpse.2023120302 (In Russ.)
5. Орешина Г.В., Жукова М.А. (2024). Невербальная синхронизация и альянс в экспозиционной психотерапии детской тревожности: анализ единичного случая. Современная зарубежная психология, 13(1), 10—20. https://doi.org/10.17759/jmfp.2024130101
   Oreshina G.V., Zhukova M.A. (2024). Nonverbal synchronization and alliance in expositional psychotherapy of childhood anxiety: an analysis of a single case. Modern Foreign Psychology, 13(1), 10—20. https://doi.org/10.17759/jmfp.2024130101. (In Russ.).
6. Пуговкина, О.Д., Никитина, И.В., Холмогорова, А.Б., Гаранян, Н.Г. (2009). Научные исследования процесса психотерапии и ее эффективности: история проблемы. Консультативная психология и психотерапия, 17(1), 30—63. Pugovkina, O.D., Nikitina, I.V., Kholmogorova, A.B., Garanyan, N.G. (2009). Scientific research on the process of psychotherapy and its effectiveness: a history of the problem. Consultative Psychology and Psychotherapy, 17(1), 30—63. (In Russ.).
7. Пуговкина, О.Д., Холмогорова, А.Б. (2011). Терапевтический альянс в психотерапии Современная терапия психических расстройств, 3, 14—21.
   Pugovkina, O.D., Kholmogorova, A.B. (2011). Therapeutic alliance in psychotherapy. Modern therapy of mental disorders, 3, 14—21. (In Russ.).
8. Alldredge, C. T., Burlingame, G. M., Yang, C., Rosendahl, J. (2021). Alliance in group therapy: A meta-analysis. Group Dynamics: Theory, Research, and Practice, 25(1), 13—28.
9. Baier, A. L., Kline, A. C., Feeny, N. C. (2020). Therapeutic alliance as a mediator of change: A systematic review and evaluation of research. Clinical psychology review, 82, Article: 101921.
10. Bordin, E. S. (1994). Theory and research on the therapeutic working alliance: New directions. The working alliance: Theory, research, and practice, 173, 13—37.
11. Cardoso, P., Campos, R., Taveira, M. D. C., Silva, F. (2023). Client factors and working alliance: a preliminary study in career construction counselling. British Journal of Guidance & Counselling, 51(4), 625—633.
12. Corbière, M., Bisson, J., Lauzon, S., Ricard, N. (2006). Factorial validation of a French short‐form of the Working Alliance Inventory. International Journal of Methods in Psychiatric Research, 15(1), 36—45.
13. Duncan, B. L., Miller, S. D., Sparks, J. A., Claud, D. A., Reynolds, L. R., Brown, J., & Johnson, L. D. (2003). The Session Rating Scale: Preliminary psychometric properties of a “working” alliance measure. Journal of brief Therapy, 3(1), 3—12.
14. Elvins, R., Green, J. (2008). The conceptualization and measurement of therapeutic alliance: An empirical review. Clinical psychology review, 28(7), 1167—1187.
15. Flückiger, C., Del Re, A.C., Wampold, B.E., Horvath, A.O. (2018). The alliance in adult psychotherapy: A meta-analytic synthesis. Psychotherapy, 55(4), Article 316.
16. Goldberg, S.B., Baldwin, S.A., Riordan, K.M., Torous, J., Dahl, C.J., Davidson, R.J., Hirshberg, M.J. (2022). Alliance with an unguided smartphone app: validation of the digital working alliance inventory. Assessment, 29(6), 1331—1345.
17. Gomes-Schwartz, B. (1978). Effective ingredients in psychotherapy: prediction of outcome from process variables. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 46, 1023—1035.
18. Horvath, A.O., Del Re, A.C., Flückiger, C., Symonds, D. (2011). Alliance in individual psychotherapy. Psychotherapy, 48(1), Article 9.
19. Horvath, A.O., Greenberg, L.S. (1989). Development and validation of the Working Alliance Inventory. Journal of counseling psychology, 36(2), 223—233.
20. Jennissen, S., Huber, J., Nikendei, C., Schauenburg, H., Dinger, U. (2022). The interplay between agency and therapeutic bond in predicting symptom severity in long-term psychotherapy. Journal of Counseling Psychology, 69(4), Article 506.
21. Kivlighan Jr, D.M., Hill, C.E., Ross, K., Kline, K., Furhmann, A., Sauber, E. (2019). Testing a mediation model of psychotherapy process and outcome in psychodynamic psychotherapy: Previous client distress, psychodynamic techniques, dyadic working alliance, and current client distress. Psychotherapy Research, 29(5), 581—593.
22. Loos, S., Tutus, D., Kilian, R., Goldbeck, L. (2020). Do caregivers’ perspectives matter? Working alliances and treatment outcomes in trauma-focused cognitive behavioral therapy with children and adolescents. European Journal of Psychotraumatology, 11(1), Article 1753939.
23. Luborsky, L. (1976). Helping alliances in psychotherapy. In Claghorn (Ed.). Successful psychotherapy (pp. 92—116). New York: BrunnerMazel.
24. Marmar, C.R., Weiss, D.S., Gaston, L. (1989). Towards the validation of the California Therapeutic Alliance Rating System. Psychological Assessment: A Journal of Consulting and Clinical Psychology, 1, 46—52.
25. Martin, D.J., Garske, J.P., Davis, M.K. (2000). Relation of the therapeutic alliance with outcome and other variables: a meta-analytic review. Journal of consulting and clinical psychology, 68(3), 438—450.
26. Munder, T., Wilmers, F., Leonhart, R., Linster, H.W., Barth, J. (2010). Working Alliance Inventory‐Short Revised (WAI‐SR): psychometric properties in outpatients and inpatients. Clinical Psychology & Psychotherapy: An International Journal of Theory & Practice, 17(3), 231—239.
27. Ogles, B.M., Lambert, M.J., Masters, K.S. (1996). Assessing outcome in clinical practice. Boston, USA: Allyn & Bacon.
28. Plantade-Gipch, A., Blanchet, A., Drouin, M.S. (2021). Can alliance-focused supervision help improve emotional involvement and collaboration between client and therapist? European Journal of Psychotherapy & Counselling, 23(1), 26—42.
29. Schlüter, R., Krebs, M., Göldner, J., Schaalo, M., & Adam, J. (2020). WAI-SR: Ein Messinstrument zur Erfassung der sprachtherapeutischen Beziehung? Logos, 28(4), 244—252.
30. Strupp, H.H., Hadley, S.W. (1979). Specific vs nonspecific factors in psychotherapy: A controlled study of outcome. Archives of general psychiatry, 36 (10), 1125—1136.
31. Takasaki, H., Miki, T., Hall, T. (2020). Development of the Working Alliance Inventory-Short Form Japanese version through factor analysis and test–retest reliability. Physiotherapy Theory and Practice, 36 (3), 444—449.
32. Tracey, T.J., Kokotovic, A.M. (1989). Factor structure of the working alliance inventory. Psychological Assessment: A journal of consulting and clinical psychology, 1(3), 207—210.
33. van Benthem, P., van der Lans, R.M., Lamers, A. Blanken P., Spijkerman R., Vermeiren, R.R.J.M.&Hendriks V.M. (2024). The working alliance inventory — short version: psychometric properties of the patient and therapist form in youth mental health and addiction care. BMC Psychol, 12, Article 319. https://doi.org/10.1186/s40359-024-01754-1
34. Voderholzer, U., Beintner, I., Backes, B., Esguerra, E., Hessler-Kaufmann, J.B. (2021). Implementing videoconference CBT for depression in routine outpatient care: outcome, working alliance, and influence of patients’ technology commitment. Verhaltenstherapie, 31(3), 238—247.
35. Wampold, B.E. (2015). How important are the common factors in psychotherapy? An update. World Psychiatry, 14(3), 270—277.
36. Watson, J.C., Geller, S.M. (2005). The relation among the relationship conditions, working alliance, and outcome in both process–experiential and cognitive–behavioral psychotherapy. Psychotherapy Research, 15(1—2), 25—33.