摘要
背景
本研究调查了心理治疗和咨询中的宗教微侵犯行为。旨在概念性地复制和扩展Trusty等人的先前研究结果，我们通过中介模型测试宗教微侵犯行为是否通过损害治疗联盟关系而负面影响治疗满意度。
方法
在一项观察性的在线问卷调查中，我们收集了德国584名宗教参与者（53.18%自认为具有高度宗教信仰）的心理治疗经历。我们翻译并扩展了“咨询中的宗教微侵犯行为量表”（RMCS）。此外，还使用既定的量表可靠地测量了治疗满意度和治疗联盟关系。
结果
通过结构方程建模，我们发现宗教微侵犯行为通过治疗联盟关系对治疗满意度存在显著的间接影响。虽然宗教微侵犯行为与治疗结果变量之间的这些显著关联令人信服，但必须指出，我们的横断面观察设计不允许得出因果结论。
结论
我们的研究在另一种文化背景下复制了Trusty及其同事的发现，并通过使用潜在建模和更大样本（包括来自不同治疗机构的参与者）的更可靠测量方法对其进行了扩展。我们的发现进一步证明了宗教微侵犯行为与心理治疗核心变量之间的相关性，并加深了对宗教患者在心理治疗中可能面临的潜在有害副作用的理解。
启示
我们的研究在德国进行，概念性地复制了Trusty等人（2022年）在美国的发现。研究表明，宗教和精神微侵犯行为与较差的治疗结果（治疗联盟关系和治疗满意度）有关。宗教微侵犯行为通过治疗联盟关系对治疗满意度的负面影响（b = -0.694, p < 0.001）表明，经历过这些微侵犯行为的患者也认为治疗联盟关系较差，因此可能无法达到未经历过这些微侵犯行为的患者所达到的治疗满意度水平。这些发现强调了专业治疗宗教/精神患者的重要性，以确保无论其宗教身份如何，都能获得平等的支持。
1 引言
在心理治疗环境中，鼓励患者揭露他们生活的个人方面。尽管这有助于治疗师更有效地理解和治疗心理问题，但这也使患者变得脆弱，并将他们的福祉交到了治疗师手中。因此，患者非常依赖于受到尊重和善意的对待——感受到被接纳是治疗成功的关键前提。鉴于宗教和精神信仰在宗教信仰个体的生活中起着重要的身份形成作用（Shapiro 2011），心理健康专业人士应对此方面保持敏感。然而，Trusty等人（2022年）的最新研究表明，当宗教信仰患者觉得治疗师不尊重这一方面时，治疗联盟关系及其对变化的感知会受到影响。尽管近年来该领域逐渐采取了更积极和赞赏的态度（Utsch和Demmrich 2023），但在西方社会的心理治疗环境中仍然存在隐性的反宗教情绪（Freund 2020；Willis和Lancaster 2020）。以隐蔽的信息和行为表达对宗教或精神的偏见或排斥行为被称为宗教（或精神）微侵犯行为（例如，Cheng等人2019；Trusty等人2022）。Trusty等人（2022年）发表了第一项关于心理治疗和咨询中宗教微侵犯行为的定量研究。由于宗教微侵犯行为的概念还很新兴，本研究旨在复制Trusty等人（2022年）的发现并测试其普遍性。
1.1 心理治疗中的宗教微侵犯行为
“微侵犯行为”这一概念最初由Pierce等人（1977年）提出，并由Sue等人（2007年）进一步描述，最初仅指种族主义，但此后已扩展到任何存在“污名化和/或权力不平衡”的社会群体（Williams 2020，第3页）——详见Trusty等人（2022年）。关于“微侵犯行为”这一术语存在争议（Lilienfeld 2017）。批评主要集中在缺乏明确定义（可能导致评分者间可靠性较差）以及以下问题：（1）谁有权定义什么是微侵犯行为，（2）施害者的意图可能是什么，以及（3）微侵犯行为对施害者和受害者的个性特征可能产生什么后果（详见Lilienfeld 2017年的建议列表）。正如通常情况一样，这一领域的研究是一个持续的过程，正在解决这些重要问题（Williams 2020）。尽管如此，这一术语被认为有助于描述那些因普遍存在、难以否认且随着时间积累负面后果而尤其令人困扰的较小、更日常且有时具有敌意的经历。到目前为止，微侵犯行为已针对多种社会身份（例如种族、性别等）被研究，包括针对宗教/精神信仰者和无宗教信仰者的微侵犯行为（例如Cheng等人2018年）。在心理和精神保健领域，大多数研究集中在治疗师实施的微侵犯行为上，但迄今为止，关于对宗教信仰者在治疗和咨询环境中实施的微侵犯行为的“性质和影响”的知识仍很有限（Trusty等人2022，第352页）。
1.2 宗教和精神微侵犯行为与治疗相关变量
治疗师表现出的宗教和精神微侵犯行为对治疗意味着什么，尤其是对最重要的治疗变量——即治疗联盟关系和治疗满意度？Constantine（2007年）认为，如果心理治疗中发生（种族主义）微侵犯行为，它们会损害对治疗师的信任以及治疗师与患者之间的纽带，这是Bordin（1979年）提出的治疗联盟关系的三个关键方面之一。Owen等人（2011年）补充说，心理治疗中的微侵犯行为还可能分散对治疗联盟关系的关注，即治疗的实际任务和目标。如果患者感受到对其宗教身份的微妙贬低，也可能出现类似问题。宗教微侵犯行为可能导致对治疗目标的分歧，特别是当这些行为违反了患者重视的宗教规范，或者治疗师施加了符合某种宗教态度的压力时。如果治疗任务和干预措施违反了宗教规范，或者双方无法就应对策略达成一致，也可能不适合宗教信仰患者。例如，治疗师可能不支持宗教信仰患者已经掌握的应对策略，如定期祈祷。这种分歧可能会限制患者完成家庭作业的意愿，这对认知行为疗法尤其不利（Trusty等人2022年）。一些研究已经提供了证据，表明感知到的（种族主义、厌女症以及对少数群体的）微侵犯行为与较差的治疗联盟关系（Hallmann-Perez等人2025年）、较低的治疗满意度（Constantine 2007年）或较低的当前心理幸福感（例如Owen等人2010年、2011年）之间存在关联。其中一些研究——尽管不是全部——调查并发现了中介效应：微侵犯行为与治疗结果（通过当前心理幸福感操作化）之间的联系是由治疗联盟关系介导的（Owen等人2010年、2011年）。基于这些见解，Trusty等人（2022年）最初测试并发现了与上述其他形式微侵犯行为的中介假设一致的证据。这表明，在宗教微侵犯行为的背景下，微侵犯行为、治疗联盟关系和各种治疗结果之间的相互作用也可能涉及相同的机制。Trusty等人（2022年）使用显性变量构建路径模型测试了他们的中介假设，并以“治疗目标的进展”和“变化程度”两个指标作为治疗结果。目前仍缺乏检查这些关系的纵向研究。
1.3 本研究
我们响应了复制研究和开放科学实践的需求，扩展了Trusty等人（2022年）的设计，并在此基础上进行了提升。我们采用了潜在模型设计，通过系统地同时考虑变量的测量误差及其复杂关系来最小化误差源。为了充分评估患者的个体治疗评估并确保这一核心标准的可靠性和有效性，本研究使用了既定的工具来测量治疗满意度。先前的研究主要关注基督教背景下的反宗教偏见（Willis和Lancaster 2020年），以及Trusty等人（2022年）提到的针对美国穆斯林的宗教微侵犯行为。我们旨在在更加世俗化的背景下（Pollack和Rosta 2025年）招募更多样化的样本，以测试先前证据的普遍性。因此，我们旨在测试中介模型，从而验证宗教微侵犯行为与治疗相关变量（治疗联盟关系和治疗满意度）之间的关系，并尽可能在概念上复制这些关系。我们的假设是：宗教微侵犯行为与治疗满意度之间的负相关将通过治疗联盟关系得到中介，即经历过更多宗教微侵犯行为的患者也会报告较差的治疗联盟关系，从而导致较低的治疗满意度。在测试中介模型时，我们像Trusty等人（2022年）之前一样控制了治疗前的症状严重程度，以确保可比性。
2 方法
2.1 参与者
在研究之前进行了功效分析，使用Trusty等人（2022年，第357页）中介模型的效应：a = -0.360，b = 0.665，c = 0.075，功效为0.80，先验α误差为0.05，得出最小样本量为150名参与者（已预先注册）。我们在德国通过多种途径招募参与者，包括个人邀请参加大学讲座或教堂服务、周五祷告活动、两所德国大学的参与者池以及常见的学生分发列表。然而，在本研究中，我们没有区分宗教信仰程度和精神信仰程度。我们也关注那些在治疗时不属于任何宗教的人，因为这意味着可以考虑那些已经放弃了宗教世界观的人。如有需要，我们会提供关于“心理治疗中的宗教信仰”主题的数字信息手册和/或研究参与学分作为补偿。参与者需满足以下条件：（1）至少18岁，德语流利，（2）曾作为客户接受过心理治疗或类似的咨询服务；（3）在研究期间或治疗期间表示宗教在其生活中是一个相关话题。关于宗教微侵犯行为的问题在招募过程和在线问卷中都没有明确标注，以避免自我选择效应。最终样本包括584名参与者（平均年龄37.9岁，标准差14.44岁，范围[18, 80岁]）。大多数参与者拥有学位，自认为是女性，具有高度宗教信仰（根据Huber和Huber 2012年的分类标准），并且倾向于基督教。一半的参与者回答了关于遵循某一心理学治疗流派的个体治疗设置的调查。一半的参与者报告了最近接受过治疗，而上次治疗的时间间隔差异很大。治疗持续时间从几天到超过10年不等， sessions数量也有两个高峰（详见我们的支持信息，了解数据准备步骤和其他样本特征）。
2.2 程序和伦理考虑
研究设计和我们的假设已在OSF平台上预先注册。参与者被指示回答所有关于最近或过去的心理治疗/咨询的相关问题。具体程序详见支持信息。本研究是波茨坦大学伦理委员会批准的一个更大项目的一部分（编号81/2023）。由于我们收集了“特殊类别的个人数据”（例如宗教归属、宗教信仰和健康数据），必须评估我们的程序的合理性，并权衡其研究的益处。最终判断为正面，即伦理上无争议。请注意，调查中没有包含关于临床诊断或患者治疗中描述的心理问题的问题。参与研究涉及一定的风险。在研究开始前，潜在参与者被告知：（1）研究的目的是什么，数据保护、数据处理和数据删除；（2）在线问卷中包含关于心理治疗期间或 equivalent 生活咨询中负面事件的详细问题，回答这些问题可能会勾起这些事件的记忆。因此，参与者被建议考虑他们是否能够在那一刻回答问题。还建议他们考虑是否可以在需要时与可信赖的人进行交谈。参与者在在线问卷的每一页的页脚中也获得了电话咨询服务（由基督教、穆斯林或犹太机构提供）的联系方式。由于大多数研究参与者都接受过心理治疗，他们代表了一个特别脆弱的群体。很可能大多数参与者过去或现在都患有心理健康问题。然而，在研究过程中或参与研究的大学中，这些参与者并没有正在接受治疗。问卷询问了他们在心理治疗或咨询过程中可能遇到的不利经历，以及与他们自己的宗教信仰（RS）或所属群体的冲突。反思自己的心理状态和治疗师对待他们宗教信仰的方式可能会给处于脆弱情境中的人带来额外的负担，例如在抑郁发作期间。然而，正如伦理委员会的决定所反映的，这项研究的潜在益处可能超过了这些负担，因为我们的研究有助于揭示宗教患者治疗中存在的问题，并为长期改善治疗奠定基础。
2.3 测量工具
2.3.1 宗教微侵犯
宗教微侵犯的测量使用的是德国版本和改编版本（RMCS-G；Burau等人，准备中）的“咨询中的宗教微侵犯量表”（RMCS；Trusty等人，2022年），该量表包含12个项目（详见支持信息中的项目列表）。原始项目经过系统的来回翻译过程，随后由作者和学生助手共同参加了共识会议进行修订。基于定性分析的结果（例如，Knox等人，2005年；Trusty等人，2022年），我们开发了进一步补充原始量表的项目。RMCS-G版本的开发过程和心理测量特性在Burau等人的研究中有所报道（准备中）。虽然Trusty等人（2022年）使用的三级反应量表同时捕捉了微侵犯的频率和影响，但我们为了克服这一局限，将这两个维度分开（Lilienfeld，2017年；Trusty，个人沟通，2023年7月28日）。我们询问了参与者微侵犯发生的频率以及这对他们的影响程度，使用五点评分量表来评估这两个维度（频率：1=“从未”到5=“总是”；影响：1=“一点也不”到5=“非常强烈”），与Hook等人（2016年）的方法相同。只有在经历了特定的微侵犯时，才能表明影响程度，即频率量表上的值大于1。在种族主义微侵犯的版本中，RMCS-G显示出了良好的内部一致性（α=0.85–0.88；Hook等人，2016年）。关于宗教信仰的背景，这项研究是首次检验其内部一致性的研究：α=0.88，表示内部一致性良好。
2.3.2 工作联盟
我们选择了“工作联盟量表-简短修订版”（WAI-SR；Wilmers等人，2008年）的德国版本，从患者的角度来衡量工作联盟。在WAI-SR的说明中，我们补充说明量表中的“治疗师”一词也可以理解为“咨询师”，并且参与者应该回答所有与他们最近的治疗/咨询相关的项目。这些项目也根据回顾性设计要求进行了调整（即将时态从简单现在时改为简单过去时）。反应范围从1=“很少”到5=“总是”，高分表示良好的工作联盟。WAI-SR已被证明具有内部一致性（范围α=0.75–0.92，Hatcher和Gillaspy，2006年，第19页；Wilmers等人，2008年，第343页）。当前研究中的内部一致性也是令人满意的（联盟：α=0.84，任务：α=0.88，目标：α=0.88）。
2.3.3 治疗满意度
根据治疗满意度与更具体的治疗结果中等到强烈相关的假设（例如，Köhler等人，2015年），本研究使用了广泛使用的“客户满意度问卷”（CSQ-8；Attkisson和Zwick，1982年）的德文翻译版本（ZUF-8；Schmidt等人，1989年）。最初的八个项目问卷衡量患者对临床环境的整体和单一维度的满意度。因此，为了本研究的目的，ZUF-8被重新制定了门诊环境的版本，在说明和项目3、4中将“诊所”替换为“治疗”。它具有良好到非常好的内部一致性（α=0.87和0.93，Schmidt等人，1989年），在本研究中达到了α=0.95。通常情况下，正向极化的项目（1=最不利的表达到4=最积极的表达）显示出左偏分布（Schmidt等人，1989年）。Constantine（2007年）在她关于咨询背景下的种族微侵犯的先前研究中也使用了CSQ-8，并发现它是有效且可靠的测量工具。基于此，我们决定使用这个已经翻译好的测量工具，因为它也适用于回顾性回答。
2.3.4 治疗前症状严重程度
我们根据Trusty等人（2022年）的方法，使用11点评分量表来测量参与者报告的治疗前症状严重程度，范围从0=“一点也不困扰/妨碍”到10=“极其困扰/妨碍”。
2.4 数据分析
所有分析都是在R软件（版本4.5.3（2026-03-11 ucrt）中进行的。结构方程建模和进一步的潜在分析使用了lavaan包（Rosseel，2012年，版本0.6.21）。宗教微侵犯影响量表的回应率相对较低，并且在不同项目之间有很大的波动。因此，我们的结果使我们主要关注频率量表，从而偏离了最初计划同时使用影响量表和频率量表进行结构方程建模的方案。我们根据平衡的项目-构念方法为所有测量工具创建了项目包，并将这些包用于所有测量分析和分析。WAI-SR和RMCS-G被分为四个包，每个包包含三个汇总指标；ZUF-8被分为四个包，每个包包含两个指标（所有测量均为单变量）。为了减轻分布偏斜的影响，潜在分析中始终使用了稳健的估计程序。我们使用了MLR估计器。此外，还使用了lavaan的完全信息最大似然（FIML）方法来估计结构方程模型中的参数，以补偿样本缺失。为了概念上复制Trusty等人（2022年）中的中介模型，我们指定了一个以宗教微侵犯（频率量表）作为外生变量，以及工作联盟和治疗满意度作为内生变量的潜在模型。治疗满意度既直接也间接地受到宗教微侵犯的影响，并通过工作联盟进行中介。为了控制治疗前症状严重程度的初始差异，这也被作为一个显性协变量纳入模型中（见图1）。
图1基于Trusty等人（2022年）的潜在中介模型。椭圆表示潜在变量（指标未显示），矩形代表显性变量。标准化的路径系数以治疗前症状严重程度为协变量。***p<0.001。当满足以下标准时，我们认为模型拟合得当：比较拟合指数（CFI）≥0.95，标准化均方残差（SRMR）值≤0.10以及近似均方误差（RMSEA）≤0.08（Schermelleh-Engel等人，2003年）。如果宗教微侵犯通过工作联盟对治疗满意度的间接效应显著，则暂时确认了假设（统计替代假设H1：β1×β2>0，如果Y=β0+β1X+β2Me+ε）。使用了BCa自助法来确定间接效应的标准误差和置信区间。对于所有测试，我们使用了先验α水平0.05和95%的置信区间，除非惯例使用90%的置信区间（例如RMSEA）。
3 结果
3.1 描述性分析
有关中介分析相关变量的详细描述性分析和相关性，请参见表1。RMCS-G的响应（频率）呈右偏态，表明参与者相对较少经历宗教微侵犯。由于WAI-SR和ZUF-8的项目呈左偏态，参与者似乎总体上接受了较为令人满意的治疗。此外，基线时的治疗前症状平均严重程度很高，表明在治疗开始时负担较大。WAI-SR和ZUF-8都与RMCS-G呈中度负相关，表明宗教微侵犯与较差的治疗效果有关，而工作联盟和治疗满意度则高度正相关。
3.2 复制模型
中介模型显示出良好的模型拟合度（稳健CFI=0.980，稳健RMSEA=0.060，90%置信区间[0.050, 0.071]，p=0.055），这意味着我们不能拒绝H0：稳健RMSEA≤0.050，SRMR=0.029）。证实了我们的假设，宗教微侵犯对治疗满意度的影响是通过工作联盟介导的（见图1），因为间接路径显著（b=-0.694，p<0.001，95%自助法置信区间[-0.904, -0.511]）。总效应的69%（b=-1.006，p<0.001）是通过工作联盟介导的，而宗教微侵犯对治疗满意度的直接效应仍然显著（b=-0.312，p<0.001）。然而，基线时的症状严重程度对治疗满意度没有显著影响（b=0.044，p=0.120）。总之，结果支持了我们的假设，即宗教微侵犯与治疗满意度之间的负相关是通过工作联盟介导的，即经历更多宗教微侵犯的患者报告的工作联盟较差，因此治疗满意度也较差——尽管从当前研究的设计中无法确定效应的方向。
3.3 可推广性的额外探索性检验
鉴于治疗满意度（ZUF-8）和工作联盟（WAI-SR）之间的强相关性，我们进一步调查了这两个构念在多大程度上可以被视为独立的变量。根据审稿人的建议，我们检验了Fornell-Larcker标准和异质性-单体性（HTMT）比率。为了满足Fornell-Larcker标准的区分效度，平均提取方差（AVE）应大于每对潜在变量之间的相关性的平方（AVE>rx,y2）。AVE是指潜在构念从其指标中包含的方差量（相对于测量误差）。如果潜在变量的AVE大于与另一个构念的相关性的平方，则确认该潜在变量与其自己的指标共享的方差更多（参见Fornell和Larcker 1981年的研究）。所有潜在变量和相关性对都满足了这一标准（AVERMCS-G=0.650；AVEZUF-8=0.845；AVEWAI-SR=0.779；r2ZUF-8, WAI-SR=0.776；r2ZUF-8, RMCS-G=0.211；r2RMCS-G, WAI-SR=0.147）。此外，还计算了HTMT比率以评估潜在变量的相似性。如果比率明显小于一，则表明区分效度成立（Henseler等人，2015年）。潜在变量之间的相关性没有问题，除了工作联盟（WAI-SR）与治疗满意度（ZUF-8）之间的相关性（r=0.881）超过了保守的0.85阈值（Kline 2005年），但仍在较为宽松的0.90以下区分效度阈值内（Henseler等人，2015年）。因此，在解释结果时，应考虑到这两个构念（WAI-SR和ZUF-8）彼此接近。值得注意的是，宗教微侵犯与这两个构念都显示出显著的负相关。在额外的分析中（未显示），我们测试了移除ZUF-8和WAI-SR之间可能重叠的项目（移除了与治疗相关而非治疗师的WAI-SR项目）后，中介模型是否仍然成立：中介模型得以保持，且效应只有微小的变化。在另一组额外的分析中（未显示），我们排除了对咨询环境有回应的参与者（可能包括牧师咨询，这可能会产生混杂效应）或声明自己是无神论者的参与者，模型的稳定性仍然保持。
4 讨论
本研究的目的是进一步探索宗教和精神（RS）微侵犯在心理治疗及类似咨询环境中的作用，并概念上复制Trusty等人（2022年）的发现。在我们的研究中，宗教微侵犯与工作联盟和对治疗/咨询的总体满意度呈负相关，这是心理治疗和咨询的关键方面。概念上复制Trusty等人（2022年）的中介模型，我们发现宗教微侵犯通过工作联盟对治疗满意度有负面的间接影响。经历宗教微侵犯的患者报告的治疗满意度水平低于未经历这些微侵犯的患者。此外，这种联系可以通过变量与治疗联盟（therapeutic alliance）的关联来描述：当患者与治疗师的工作联盟因微侵犯（RS microaggressions）而受到破坏时，他们可能对治疗感到不太满意。因此，微侵犯与治疗质量的核心变量存在负相关性——即使从当前的研究设计中无法确定这种影响的方向。这些发现值得关注，并需要进一步的调查和研究。例如，在未来的研究设计中，应该更多地考虑治疗师和患者所持有的不同世界观（以及他们之间的沟通）对治疗过程的影响。Vargas等人（2026年）的最新研究补充了之前的发现，指出治疗师个人的微侵犯行为及其在此领域的培训对其在实践中如何处理这些行为具有重要性。在治疗效果研究中探讨微侵犯行为可以成为现有研究的有益补充，为当前的培训提供依据。从社会学的角度来看，研究心理治疗中的微侵犯行为突显了社会群体归属感的影响，这有助于我们更深入地理解患者与治疗师互动中的文化嵌入性。此外，这项研究还强调了治疗师与患者之间的沟通受到微妙因素影响的重要性。这扩大了科学讨论的范围，超越了单纯的宗教归属问题，强调了在心理治疗中采取对微侵犯敏感且以患者为中心的方法的重要性，以确保治疗过程的有效性。无论是在治疗还是咨询中，专业地处理患者的微侵犯行为都是相关的——尤其是在一个世俗化程度较高的国家，那里个人与文化的契合度较低，可能会带来额外的挑战（Hoogeveen等人，2023年）。我们的结果补充了之前关于种族（Owen等人，2011年）和性别歧视（Owen等人，2010年）微侵犯行为的发现。它们也为Trusty等人（2022年）提出的理论框架提供了进一步的证据，该框架旨在解释微侵犯行为与治疗相关评估变量之间的联系。我们的结果还表明，无论涉及哪种类型的微侵犯行为和治疗评估变量，所发现的中介作用都相对稳健。与Constantine（2007年）的研究不同，后者使用治疗满意度作为治疗结果的操作化指标，但未能发现显著的中介作用；即使使用治疗满意度代替更具体的治疗结果指标，我们也复制了假设的中介作用。然而，由于我们研究的横断面观察设计，无法得出因果结论，尽管我们的结果支持中介假设，从而复制了Trusty等人（2022年）的发现。因此，我们明确指出，患者对治疗的满意度及其感受到的工作联盟（working alliance）也可能影响他们对微侵犯行为的感知，并提高他们对这些问题的敏感度。未来的研究应该使用允许得出因果结论的研究设计（例如，匹配方法）来澄清所报告的关联方向性。即使对治疗的满意度只能被视为与治疗结果有很强的相关性，对心理健康的症状特异性评估将是衡量治疗成功的重要指标，但由于样本的异质性和研究的回顾性，我们选择评估对治疗/咨询的总体满意度作为全面衡量标准。我们还对治疗满意度和微侵犯行为以及工作联盟进行了类似抽象层次的评估。满意度可能更容易被回忆起来，而心理健康方面（情绪、行为和认知）可能更难以回顾性评估，例如，如果这些方面与高情绪价值相关（Roozendaal和McGaugh，2011年）并且与当前状态分离（Johnson和Sherman，1990年）。有关我们研究回顾性设计的分析和讨论，请参见我们的支持信息。总之，心理治疗的有效性是确保公平性的关键，即为所有文化背景不同的患者提供平等的成功机会。为了对微侵犯行为与心理治疗相关评估或结果之间的关系得出合理的因果结论，未来的研究可以利用基于症状的结果指标和/或应用纵向和随机对照试验（RCT）设计。然而，在这种非常有前景的研究设计中，当需要确保治疗师的盲实验时，测量治疗过程中的结果是一项挑战。我们的研究虽然无法得出这样的因果结论，但它复制了从非常大型样本中获得的关于微侵犯行为与心理治疗评估之间关系的更普遍见解，在这个样本中，可以很大程度上保证治疗师的盲实验。
4.1 限制与未来方向
尽管这项研究提供了宝贵的见解，但仍应承认一些局限性。首先，样本的多样性有限。本研究的目的是包括与基督教不同数量的穆斯林和犹太教信徒，但在招募过程中未能成功实现这一目标。未来的研究应解决这一研究空白，包括更多来自这些宗教社区的受访者。此外，就像Trusty等人（2022年）的样本一样，我们的样本主要由受过良好教育、具有学术背景的女性组成，但在基督教会派、受访者年龄和招募地点方面仍存在多样性，并且样本规模更大（参见Trusty等人，2022年的样本量N=236）。其次，我们的潜在中介变量工作联盟（WAI-SR）和潜在的治疗满意度变量（ZUF-8）表现出强烈的相关性，这引发了关于冗余性的担忧。为了评估这种限制的程度，我们进行了正式的区分效度测试（Fornell-Larcker标准，HTMT比率），并测试了如果移除这两个构念中重叠较重的条目后结果是否仍然稳定。检查结果总体上是令人鼓舞的，但两个构念的接近度（r=0.881）应被视为一个限制，因为这两个变量可能涉及对治疗的整体评估的多个方面，包括治疗师。工作联盟与各种治疗结果之间的中等且稳健的相关性也有充分的文献支持（参见Flückiger等人，2018年的综合元分析）。我们的结果表明，包括工作联盟和治疗满意度的中介模型（如Constantine（2007年）用于研究种族微侵犯行为的影响）可能不是区分心理治疗不同组成部分和评估之间复杂关联的理想方法学方法。然而，必须指出，除了中介作用外，微侵犯行为与工作联盟和治疗满意度也表现出显著的相关性（参见中介模型中的直接效应）。尽管如此，未来的研究应开发更合适的方法学方法，并在必要时选择更明确的构念。第三，不幸的是，尽管我们尝试测量微侵犯行为的频率和影响，但在本研究的主体分析中未能包含影响量表。因此，关于频率与工作联盟和治疗满意度相关性的发现可能是（部分）由于微侵犯行为的影响，而微侵犯行为只有在被视为具有破坏性的情况下才会破坏工作联盟。另一方面，微侵犯行为的频率也很重要——问题不在于单个或许无意的敏感评论，而是这种行为像“滴水穿石”或“千刀万剐”一样逐渐累积（Nadal等人，2011年，第234页）。此外，微侵犯行为的发生频率是治疗师可以直接影响的，不同于患者的感知；因此，频率是改善微侵犯患者治疗结果的重要参数。第四，我们的样本在一定程度上由自我选择的参与者组成，他们可能对“宗教与心理治疗”的互动感兴趣，但并不了解具体的研究主题。然而，我们的研究并不声称具有代表性，而是试图获得一个能够充分研究该主题的样本。
4.2 实际意义
我们的研究旨在提高临床医生对这一主题的意识。需要培训和材料来将其应用于培训和进一步的教育课程中。我们的研究结果强调，专业地处理微侵犯患者应该是治疗培训和实践的重要目标。这一目标尚未实现，尽管可能有不同的报道。对德国南部私人执业心理治疗师进行的一项代表性调查的作者总结称，大约三分之二的治疗师认为宗教在心理治疗中很重要，但只有五分之一的治疗师在实践中将所谓的“宗教史询问”作为标准（Marquardt和Demling，2016年，第473页）。这一点尤其值得注意，因为在美国的样本中，微侵犯患者报告说他们发现治疗师积极整合他们的宗教议题是有帮助的（Oxhandler等人，2024年）。重要的是，由于微侵犯行为通常是无意识或非故意的（Sue等人，2007年），治疗师和咨询师不应给人的印象是他们必须训练自己避免任何关于宗教话题的轻率言论。相反，无论宗教、非宗教还是精神层面的世界观，都应实践一种信任的互动和尊重的态度（Davis等人，2016年）。尽管本研究有明确的发现，但研究界应讨论是否也应该将“微侵犯”这一术语应用于非边缘化群体，或者这是否会削弱对这些人所面临歧视经历的批评。
致谢
我们感谢Amelie Spliesgart在翻译方面的帮助。开放获取的资金由Projekt DEAL提供并组织。
伦理声明
这项研究及其设计是波茨坦大学伦理委员会批准的一个更大项目的一部分（编号81/2023）。所有参与者都在在线问卷的第一个页面上了解了研究的内容（目的、数据保护、数据处理、数据删除和匿名化）。利益冲突
作者声明没有利益冲突。
数据可用性声明
匿名数据、代码以及有关材料和方法的更多细节可在项目的开放科学框架页面上公开获取（https://osf.io/frvkb，CC BY 4.0）。我们的在线支持信息中包含了有关材料和方法的更多详细信息。研究的预注册（包括其分析计划）可在https://osf.io/bhkpm上获取。我们在撰写文章时遵循了JARS–Quant的非实验设计报告标准。
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