融合性沙盘游戏疗法在随班就读孤独症儿童社交行为干预中的作用

沙鹏，雷江华，张海滨

（1.华中师范大学教育学院，武汉 430079；2.大连市西岗区日新学校，大连 116019）

孤独症（autism）是一种发病于儿童早期的神经发育性障碍，其以社交行为缺陷为核心症状[1]，患儿普遍在社交刺激感知、社交互动维持、社交线索理解以及社交需求表达等方面存在着持久性缺陷[2-4]，对其社会融入有着极大的负面影响。研究表明，孤独症儿童的社交行为缺陷在融合情境中更为明显[5]。受制于自身病理主症，其社交问题行为频发，致使普通儿童难以产生与其社交互动的意愿，而长此以往其社交行为便会在融合情境中陷入负向发展循环[6-8]。据此，研究者应尤其关注安置于融合教育情境中的孤独症儿童，通过制定实施高效的干预方案，积极推动融合教育理念下我国随班就读孤独症儿童社交行为的发展。

沙盘游戏疗法（sandplay therapy）又称箱庭疗法，是一种从个体心理深层面来推进自我心理行为改变的疗法[9]。近年来，沙盘游戏疗法在孤独症儿童社交行为干预中的应用日益广泛，并取得了良好的效果。从适用性的角度来看，陈顺森与Guo 等认为沙盘游戏疗法能克服孤独症儿童社交兴趣狭隘、社交语言匮乏等认知缺陷，并为其习得社交技能、宣泄消极社交情绪、完善心理理论等提供了机会[10，11]。从作用机制的角度来看，吕仁慧等与Parker 等指出在“自由且受保护”的空间中，沙盘游戏疗法能复刻孤独症儿童多元的社交现状并促成其无意识社交与意识社交的整合，从而使其收获对自身社交行为的知性理解与感性关怀，并逐渐激发其社交行为的自我发展能力[12，13]。从干预具体成效的角度来看，Lu等与Sachiko 分别发现沙盘游戏疗法有利于推动孤独症儿童社交语言行为、社交互动行为的发展[14，15]。然而随着沙盘游戏疗法的精进，有研究发现团体沙盘游戏对孤独症儿童社交行为发展的疗效更优，且其生态效度与泛化效度更高[16-18]。但经分析，目前尚未有指向随班就读孤独症儿童社交行为的团体沙盘干预研究，而其操作规范也有待提升。

综上所述，顺应我国随班就读工作实际，本研究优化了已有的孤独症儿童团体沙盘游戏治疗方案，采用融合性沙盘游戏疗法（integrated sandplay therapy），即将被美国国家自闭症中心等权威机构认定为符合循证实践标准的社交能力干预方法—同伴融入法与沙盘游戏疗法有效组合[19]，使班级同伴以被试社交行为促进者的身份融入指向彼此社交行为发展的融合性沙盘游戏干预，从而探究并分析融合性沙盘游戏在随班就读孤独症儿童社交行为干预中的作用及其机制。

1 对象与方法

1.1 研究对象

选取在大连市普通小学随班就读的孤独症儿童为研究对象。纳入标准：（1）经大连市第七人民医院鉴定室专家诊断符合《精神疾病诊断与统计手册》（第五版）中孤独症的标准；（2）无严重躯体疾病或神经系统疾病；（3）具备边缘以上智力水平（IQ≥70）和基本的行为依从与指令听从能力；（4）监护人同意参与研究，签署知情同意书并保证被试能严格遵守研究流程。

根据上述标准，共纳入大连市16所普通小学中的38名随班就读孤独症儿童，随机分成实验组与对照组。研究期间，对照组有1名被试失访，最终实验组被试共19人，对照组被试共18人，均为男性。经统计，实验组被试与对照组被试的生理年龄（11.16±2.52 vs 12.06±3.10）、智力水平（81.42±4.99 vs 79.11±4.52）、障碍程度（轻中度：15 vs 16；中重度：4 vs 2）三项人口学资料对比均无统计学差异（P＞0.05）。研究已取得大连市残疾人管理服务部门教育心理学伦理委员会批准。

1.2 研究工具

1.2.1 孤独症治疗评估量表 孤独症治疗评估量表（Autism Treatment Evaluation Checklist, ATEC）由美国孤独症研究所编制，用于评估2～12 岁孤独症儿童干预治疗的效果。包含语言沟通、社会交往、感觉认知、健康行为4个因子共77个条目。其中，前三个因子采用李克特3 点计分法（0～2），后一个因子采用李克特4 点计分法（0～3），分值越高表明孤独症症状越严重[20]。总量表Cronbach α系数为0.95，各因子α系数均超过0.6，具备较好的信效度[21，22]。由被试班主任评估其在接受干预前后社交行为障碍的变化。

1.2.2 Achenbach 教师报告量表 Achenbach 教师报告量表（Teacher’s Report Form, TRF）由Achenbach 等编制，用于评估4～16 岁孤独症儿童在学校融合情境中的社交问题行为，包含退缩、体诉、焦虑、交际问题、思维问题、注意问题、违纪行为、攻击行为8 个因子共113 个条目。采用李克特3 点计分法（0～2），分值越高表明社交问题行为越多[23]。总量表Cronbach α系数为0.89，各因子α系数为0.57～0.96，表明具备较好的信效度[24，25]。由被试班主任评估其在接受干预前后社交问题行为的变化。

1.3 实验设计

采用2（组别：实验组、对照组）×2（前后测：前测、后测）混合实验设计。自变量为基于融合性沙盘游戏疗法的孤独症儿童社交行为干预方案，因变量为孤独症儿童社交行为的变化，即其在干预前后社交行为障碍以及社交社交问题行为的综合变化。鉴于被试来自多所学校且存在学段差异，对无关变量控制采用平衡法。一是控制被试校内社交学习同频同质（包括每周两课时品德与生活、品德与社会课程学习，出现社交问题时教师实时的教导等）；二是控制被试课外社交干预同频同质（频次：2次/周；形式：由训练师一对一执行；内容：积极参与社交互动、合理表达社交意图、有序参与社交游戏等。据统计，有2 名被试未接受过该类干预，后经研究人员协调由其所在随读学校资源教师执行）。

研究期间，对照组被试仅接受上述日常社交行为干预，实验组被试则在此之上接受彼此独立的基于融合性沙盘游戏疗法的社交行为干预。借鉴沙鹏等对孤独症儿童沙盘游戏干预周期、频次、时长的设定[26]，再结合实验组被试身心发展实际及其所在学校的课程安排，其干预周期为18周，每周2次，每次50分钟。

1.4 干预方案

1.4.1 沙盘治疗师 选取标准：（1）具备心理治疗师职业资格证书；（2）心理治疗个人体验与个案时长合计超过200小时；（3）接受过系统的沙盘游戏疗法专项培训；（4）能包容孤独症儿童在沙盘游戏干预中的各种行为表现并给予适时的辅助与支持。共选取6名治疗师，均接受了标准一致的干预方案培训，了解所服务被试的好恶及其社交行为缺陷。此外，研究期间每名治疗师均会定期相互交流并接受3 次指向提升自身干预执行力的督导。

1.4.2 干预设计 召集6 名沙盘治疗师以及16 所参与学校的资源教师，一是商讨干预实施情境，统一在标准的沙盘游戏室中实施。室内仅放置2个尺寸为57×72×7（cm）拼接的标准沙盘，4个放有人物、动物、植物等9类共3000余个沙具的沙架，2台型号为Canon HF R86 对向摆放的摄像机，无其他干扰物。二是商讨干预实施时段，统一在下午的校本或特色课中实施。三是商讨干预实施阶段，依据Margaret Lowenfeld 沙盘游戏疗法模型[27]，单次沙盘游戏干预历经预备期-治疗期-结束期。其中，治疗期包含盘面制作、盘面分析两个阶段，具体详见表1。四是商讨同伴融入策略，依据Odom 等的分类标准，采用“主动发起”与“提示强化”相结合的策略[28]。具体应用详见表2。五是商讨对同伴的强化方法，遵循自然强化为主、物质强化为辅的原则，对同伴融入干预给予积极强化，使其能高效能地融入干预。

表1 融合性沙盘游戏疗法的实施流程

1.4.3 干预同伴 采取班主任提名与自愿报名相结合的方式，为每名被试选取了3 名同班同学融入融合性沙盘游戏。选取标准：（1）与被试同伴关系较好；（2）社交行为表现良好；（3）乐于助人且愿意接受干预培训；（4）监护人同意参与研究。参照Ackerman等对同伴融入孤独症儿童社交行为干预的培训方案[29]，结合融合性沙盘游戏疗法实际，每所学校的资源教师均会在干预前对每名同伴进行为期3 天，内容与形式相同的实操培训，具体方案见表2。此外，培训后会先要求各组同伴融入3 轮普通儿童参与的预实验，待确定其具备融入融合性沙盘游戏能力再融入被试开启正式干预。

1.5 数据处理与分析

采用SPSS 27.0整理数据资料，并按需对其进行描述性统计、交叉表卡方检验、独立样本t检验、效应量计算、重复测量方差分析、简单效应分析等处理。此外，研究对干预的过程开展了忠诚度检验，随机抽取30%的录像，由两名研究人员独立编码并分别与干预方案比对，结果为91.6%、92.3%，均超过了80%的基线要求，表明干预忠诚度良好。

2 结果

2.1 干预前后两组被试孤独症治疗评估量表得分变化

两组被试孤独症治疗评估量表（ATEC）前后测得分的描述性统计结果详见表3。首先，采用独立样本t检验分析干预前两组被试孤独症症状的差异，结果显示无统计学差异（t（35）=0.052，P＞0.05，d=0.008）。随后，以ATEC 总分及其4 个因子为因变量，进行2（组别：实验组、对照组）×2（评估时间：前测、后测）重复测量方差分析，结果如下。

表3 两组被试ATEC前后测得分描述性统计（M±SD）

在总分上，组别主效应显著（F(1,35)=28.497，P＜0.001，η2=0.449），时间主效应显著（F(1,35)=1344.957，P＜0.001，η2=0.975），二者的交互作用显著（F(1,35)=522.938，P＜0.001，η2=0.937）。简单效应分析发现，控制组别，实验组被试前后测得分差异显著（F(1,35)=1821.834，P＜0.001，η2=0.981），对照组被试前后测得分差异亦显著（F(1,35)=92.792，P＜0.001，η2=0.726），两组被试后测得分均明显低于前测；控制时间，前测两组被试得分无统计学差异（F(1,35)=0.164，P＞0.05，η2=0.005），后测两组被试得分差异显著（F(1,35)=93.358，P＜0.001，η2=0.727），实验组被试后测得分明显低于对照组被试。

在语言沟通因子上，组别主效应显著（F(1,35)=4.900，P＜0.05，η2=0.123），时间主效应显著（F(1,35)=172.196，P＜0.001，η2=0.831），二者的交互作用显著（F(1,35)=54.828，P＜0.001，η2=0.610）。简单效应分析发现，控制组别，实验组被试前后测得分差异显著（F(1,35)=216.530，P＜0.001，η2=0.861），对照组被试前后测得分差异亦显著（F(1,35)=15.916，P＜0.001，η2=0.313），两组被试后测得分均明显低于前测；控制时间，前测两组被试得分无统计学差异（F(1,35)=0.418，P＞0.05，η2=0.012），后测两组被试得分差异显著（F(1,35)=53.918，P＜0.001，η2=0.379），实验组被试后测得分明显低于对照组被试。

在社会交往因子上，组别主效应显著（F(1,35)=15.504，P＜0.001，η2=0.307），时间主效应显著（F(1,35)=639.769，P＜0.001，η2=0.948），二者的交互作用显著（F(1,35)=110.823，P＜0.001，η2=0.760）。简单效应分析发现，控制组别，实验组被试前后测得分差异显著（F(1,35)=659.390，P＜0.001，η2=0.950），对照组被试前后测得分差异亦显著（F(1,35)=106.154，P＜0.001，η2=0.752），两组被试后测得分均明显低于前测；控制时间，前测两组被试得分无统计学差异（F(1,35)=0.878，P＞0.05，η2=0.024），后测两组被试得分差异显著（F(1,35)=51.174，P＜0.001，η2=0.594），实验组被试后测得分明显低于对照组被试。

在感觉认知因子上，组别主效应显著（F(1,35)=30.834，P＜0.001，η2=0.468），时间主效应显著（F(1,35)=166.235，P＜0.001，η2=0.826），二者的交互作用显著（F(1,35)=91.731，P＜0.001，η2=0.724）。简单效应分析发现，控制组别，实验组被试前后测得分差异显著（F(1,35)=259.482，P＜0.001，η2=0.881），对照组被试前后测得分差异亦显著（F(1,35)=106.154，P＜0.05，η2=0.133），两组被试后测得分均明显低于前测；控制时间，前测两组被试得分无统计学差异（F(1,35)=1.952，P＞0.05，η2=0.052），后测两组被试得分差异显著（F(1,35)=67.770，P＜0.001，η2=0.659），实验组被试后测得分明显低于对照组被试。

在健康行为因子上，组别主效应显著（F(1,35)=40.618，P＜0.001，η2=0.537），时间主效应显著（F(1,35)=457.337，P＜0.001，η2=0.929），二者的交互作用显著（F(1,35)=372.409，P＜0.001，η2=0.914）。简单效应分析发现，控制组别，实验组被试前后测得分差异显著（F(1,35)=850.555，P＜0.001，η2=0.960），对照组被试前后测得分无统计学差异（F(1,35)=2.122，P＞0.05，η2=0.057），实验组被试后测得分明显低于前测，对照组被试前后测得分相近；控制时间，前测两组被试得分无统计学差异（F(1,35)=1.291，P＞0.05，η2=0.036），后测两组被试得分差异显著（F(1,35)=129.904，P＜0.001，η2=0.788），实验组被试后测得分明显低于对照组被试。

2.2 干预前后两组被试Achenbach教师报告量表得分变化

两组被试Achenbach 教师报告量表（TRF）前后测得分的描述性统计结果详见表4。首先，采用独立样本t检验分析干预前两组被试社交问题行为的差异，结果显示无统计学差异（t（35）=0.091，P＞0.05，d=0.010）。随后，以TRF 总分及其8个因子为因变量，进行2（组别：实验组、对照组）×2（评估时间：前测、后测）重复测量方差分析，结果如下。

表4 两组被试TRF前后测得分描述性统计（M±SD）

在总分上，组别主效应显著（F(1,35)=6.586，P＜0.05，η2=0.158），时间主效应显著（F(1,35)=1455.487，P＜0.001，η2=0.977），二者的交互作用显著（F(1,35)=360.082，P＜0.001，η2=0.911）。简单效应分析发现，控制组别，实验组被试前后测得分差异显著（F(1,35)=1677.054，P＜0.001，η2=0.980），对照组被试前后测得分差异亦显著（F(1,35)=179.003，P＜0.001，η2=0.836），两组被试后测得分均明显低于前测；控制时间，前测两组被试得分无统计学差异（F(1,35)=0.166，P＞0.05，η2=0.005），后测两组被试得分差异显著F(1,35)=27.713，P＜0.001，η2=0.442），实验组被试后测得分明显低于对照组被试。

在退缩因子上，组别主效应显著（F(1,35)=9.269，P＜0.01，η2=0.209），时间主效应显著（F(1,35)=227.550，P＜0.001，η2=0.867），二者的交互作用显著（F(1,35)=78.545，P＜0.001，η2=0.692）。简单效应分析发现，控制组别，实验组被试前后测得分差异显著（F(1,35)=294.702，P＜0.001，η2=0.894），对照组被试前后测得分差异亦显著（F(1,35)=18.849，P＜0.001，η2=0.350），两组被试后测得分均明显低于前测；控制时间，前测两组被试得分无统计学差异（F(1,35)=0.264，P＞0.05，η2=0.007），后测两组被试得分差异显著（F(1,35)=34.476，P＜0.001，η2=0.496），实验组被试后测得分明显低于对照组被试。

在焦虑因子上，组别主效应不显著（F(1,35)=0.885，P＞0.05，η2=0.025），时间主效应显著（F(1,35)=71.334，P＜0.001，η2=0.671），二者的交互作用显著（F(1,35)=24.197，P＜0.001，η2=0.409）。简单效应分析发现，控制组别，实验组被试前后测得分差异显著（F(1,35)=91.793，P＜0.001，η2=0.724），对照组被试前后测得分差异亦显著（F(1,35)=6.056，P＜0.05，η2=0.148），两组被试后测得分均明显低于前测；控制时间，前测两组被试得分无统计学差异（F(1,35)=0.118，P＞0.05，η2=0.003），后测两组被试得分差异显著（F(1,35)=5.969，P＜0.05，η2=0.146），实验组被试后测得分明显低于对照组被试。

在交际问题因子上，组别主效应显著（F(1,35)=30.771，P＜0.001，η2=0.468），时间主效应显著（F(1,35)=1056.367，P＜0.001，η2=0.968），二者交互作用显著（F(1,35)=276.214，P＜0.001，η2=0.888）。简单效应分析发现，控制组别，实验组被试前后测得分差异显著（F(1,35)=1239.973，P＜0.001，η2=0.973），对照组被试前后测得分差异亦显著（F(1,35)=122.802，P＜0.001，η2=0.778），两组被试后测得分均明显低于前测；控制时间，前测两组被试得分无统计学差异（F(1,35)=0.500，P＞0.05，η2=0.014），后测两组被试得分差异显著（F(1,35)=100.436，P＜0.001，η2=0.742），实验组被试后测得分明显低于对照组被试。

在思维问题因子上，组别主效应显著（F(1,35)=6.853，P＜0.05，η2=0.164），时间主效应显著（F(1,35)=90.402，P＜0.001，η2=0.721），二者的交互作用显著（F(1,35)=34.322，P＜0.001，η2=0.495）。简单效应分析发现，控制组别，实验组被试前后测得分差异显著（F(1,35)=121.343，P＜0.001，η2=0.776），对照组被试前后测得分差异亦显著（F(1,35)=6.484，P＜0.05，η2=0.156），两组被试后测得分均明显低于前测；控制时间，前测两组被试得分无统计学差异（F(1,35)=0.248，P＞0.05，η2=0.007），后测两组被试得分差异显著（F(1,35)=16.717，P＜0.001，η2=0.323），实验组被试后测得分明显低于对照组被试。

在注意问题因子上，组别主效应显著（F(1,35)=5.396，P＜0.05，η2=0.134），时间主效应显著（F(1,35)=132.580，P＜0.001，η2=0.791），二者的交互作用显著（F(1,35)=57.877，P＜0.001，η2=0.623）。简单效应分析发现，控制组别，实验组被试前后测得分差异显著（F(1,35)=187.905，P＜0.001，η2=0.843），对照组被试前后测得分差异亦显著（F(1,35)=7.430，P＜0.05，η2=0.175），两组被试后测得分均明显低于前测；控制时间，前测两组被试得分无统计学差异（F(1,35)=0.200，P＞0.05，η2=0.006），后测两组被试得分差异显著（F(1,35)=14.530，P＜0.01，η2=0.293），实验组被试后测得分明显低于对照组被试。

在违纪行为因子上，组别主效应不显著（F(1,35)=2.343，P＞0.05，η2=0.063），时间主效应显著（F(1,35)=278.391，P＜0.001，η2=0.888），二者的交互作用显著（F(1,35)=21.912，P＜0.001，η2=0.385）。简单效应分析发现，控制组别，实验组被试前后测得分差异显著（F(1,35)=234.595，P＜0.001，η2=0.870），对照组被试前后测得分差异亦显著（F(1,35)=70.153，P＜0.001，η2=0.667），两组被试后测得分均低于前测；控制时间，前测两组被试得分无统计学差异（F(1,35)=0.564，P＞0.05，η2=0.016），后测两组被试得分差异显著（F(1,35)=12.237，P＜0.01，η2=0.259），实验组被试后测得分明显低于对照组被试。

在攻击行为因子上，组别主效应不显著（F(1,35)=1.746，P＞0.05，η2=0.048），时间主效应显著（F(1,35)=222.718，P＜0.001，η2=0.864），二者的交互作用显著（F(1,35)=43.009，P＜0.001，η2=0.551）。简单效应分析发现，控制组别，实验组被试前后测得分差异显著（F(1,35)=237.144，P＜0.001，η2=0.871），对照组被试前后测得分差异亦显著（F(1,35)=34.071，P＜0.001，η2=0.493），两组被试后测得分均低于前测；控制时间，前测两组被试得分无统计学差异（F(1,35)=0.515，P＞0.05，η2=0.014），后测两组被试得分差异显著（F(1,35)=11.422，P＜0.01，η2=0.246），实验组被试后测得分明显低于对照组被试。

在体诉因子上，组别主效应不显著（F(1,35)=0.238，P＞0.05，η2=0.007），时间主效应显著（F(1,35)=5.439，P＜0.05，η2=0.135），二者的交互作用不显著（F(1,35)=0.165，P＞0.05，η2=0.692）。事后检验发现，两组被试后测得分均明显低于前测。

3 讨论

研究结果显示：融合性沙盘游戏疗法有效缓解了实验组被试的社交障碍症状并改善了其社交问题行为，即该干预方案对随班就读孤独症儿童社交行为的发展有积极、正向的推动作用。

首先，融合性沙盘游戏疗法是一种高度生动形象、超越语言障碍的孤独症儿童社交行为干预方法。Cotugno 与Sutton 等指出，孤独症儿童社交行为干预的难点在于其语言普遍存在障碍且对干预活动常持抵触情绪，致使执行者无法全面了解其负面社交体验，准确把握其社交发展现状与需求[31，32]。然而，融合性沙盘游戏疗法所固有的“高度生动形象”“超越语言障碍”等特征优势能有效克服孤独症儿童的认知缺陷以及传统干预方法的不足。从干预情境来看，治疗师与经过培训的同伴均致力于为被试营造自由、安全且受保护的干预氛围，如此便能减少其对干预的阻抗，为干预的有序实施奠定了良性基础。从干预材料来看，沙子的可塑性能使被试在触摸、移动沙子的过程中释放紧张不安等消极情绪，而沙具的表达功能更使被试在干预过程中藉由象征的方式反映其社交行为层面的发展现状与需求，为治疗师统筹沙盘游戏设置提供了依据。从干预阶段来看，盘面制作阶段是被试心理深层社交行为意象向盘面物象转换的初级阶段。通过不断调整自选沙具的摆放与演绎形式直至与同伴沙具融合并达到“当下最舒适”的状态，所反映的是被试藉由内部事物关系思考而做出的外部盘面状态调整，为其真实表达自身社交体验、转移消极社交行为提供了机会。盘面分析阶段则是被试盘面物象向积极社交意象回归转换的高级阶段。在同伴的分享中，被试能全面感知各沙具之间的关系及其所共同演绎的社交情节，再通过同伴的启发诱导，便能逐渐升华对个体社交行为的理解，进而学会思考，最终促成自身社交行为的优化。而从强化来看，被试能从同伴处、正确社交反应中等得到多维的自然强化，有益于积极社交行为的维持。与此同时，研究中的干预方案设计使得实验组被试的语言沟通、社会交往、感觉认知以及健康行为始终处于内部活跃状态，因而其ATEC 总分及各因子后测得分均明显低于前测，且明显低于对照组被试后测得分，表明干预方案能有效缓解孤独症儿童的社交行为障碍。

其次，融合性沙盘游戏疗法着眼于为孤独症儿童创设真实的社交干预情境，并关注其社交行为发展的双向性。就创设真实的社交干预情境而言，综合张春林等与王丹等的观点，“情境真实”是应用团体沙盘游戏疗法干预孤独症儿童社交行为的突出优势。将孤独症儿童与其熟悉且社交行为正常的同伴置身于同一沙盘中，共同在象征性沙盘游戏中建立社交情境、遵守社交规则、解决社交问题、分享社交经验能帮助其在真实的社交情境中产生社交意识、改善社交认知、提升社交技能，并最终优化社交行为模式[18，33]。据此，研究选取被试的同班同学融入沙盘游戏，过程中任由其与被试在规则之下任意地选放、演绎沙具，以复刻其共处的融合学习情境并创设丰富的社交主题，使被试的社交行为能在多样的真实社交情境中得到多元的发展。同时，在真实社交情境中实施社交行为干预的生态效度较高，有益于降低被试社交行为迁移应用的难度。就关注被试社交行为发展的双向性而言，Camargo 等与沙鹏等认为，融合情境中孤独症儿童的社交行为发展不仅需要其自身具备较强的社交能力，还需要班级同学的理解、接纳与支持[34，35]。而相较于其他单向的社交行为干预，研究中的融合性沙盘游戏疗法从融合教育理念与实践的视域出发，将班级同伴融入沙盘游戏中兼顾了融合情境中孤独症儿童社交行为发展的双向性，提高了干预效果的社会效度。对于被试而言，融合性沙盘游戏疗法有益于其加强对参与社交的理解，从而激发自身的社交参与动机，规范自身的社交参与行为。对于同伴而言，融合性沙盘游戏疗法有益于其增进对被试异常社交行为的理解与包容，并掌握推动被试社交行为良性循环发展的支持技能。值得关注的是，研究中的社交行为干预并不是治疗师或同伴的“填鸭”，而是被试出于自身兴趣自然地习得，因而融合性沙盘游戏疗法能切实提升其在不同情境中的社交应对水平。故从TRF 结果来看，除了用以评估生理状况对于被试社交行为发展影响的体诉因子外，实验组被试的总分及其他因子后测得分均明显低于前测，且明显低于对照组被试后测得分，表明干预方案能有效改善孤独症儿童的社交问题行为。

最后，融合性沙盘游戏疗法能引发孤独症儿童的观察学习并启动神经作用机制。MacDonald 等发现，观察学习是个体社交行为习得与发展的重要途径，而孤独症儿童的观察学习能力发展虽有迟滞，但经合理干预也能有所提高[36]。Ledbetter-Cho等则发现，将孤独症儿童与普通儿童混合干预，有益于引发其观察学习，从而在社交行为干预中受益更多[37]。研究中，治疗师在干预全过程均不对被试的社交行为施以指导或评价，而是由同伴合理采用“主动发起”与“提示强化”相结合的融入策略，引发被试的观察学习，从而理解盘面社交物象，优化社交行为表达，并最终达成社交行为发展的目标。在此之上，Delbruck等与Asadi等提出，孤独症儿童的社交行为发展在一定程度上依赖于其共同注意水平，而观察学习有益于提升孤独症儿童的共同注意能力并启动相关神经作用机制[38，39]。本研究中融合性沙盘游戏疗法的阶段设置与同伴融入策略应用为被试提供了多维度观察学习的机会，有益于提高其共同注意水平并启动神经作用机制。