互联网干预30（2022）100593轻度至中度抑郁症参与者的工作联盟和依从性介导了基于网络的指导效果症状：次要中介分析OliverThomasBura，*，LauraLuisaBielinskia，SamanthaKraussb，AndreaH？fligera，Jasmin Guggisberga，Tobias Krieger a，Thomas Berger aa瑞士伯尔尼伯尔尼大学临床心理学和心理治疗系b瑞士伯尔尼伯尔尼大学发展心理学系A R T I C L EI N FO保留字：网络自助计划网络干预抑郁症指导工作联盟析因试验问题解决疗法粘附A B S T R A C T针对抑郁症患者的有指导的网络自助项目比无指导的项目更有效。然而，研究很少关注为什么指导性干预措施更优越。本研究探讨是否工作联盟和坚持程序介导的效果，指导抑郁症状的结果。该研究是随机析因试验的二次分析。在试验中，302名有轻度至中度抑郁症状的成年人（患者健康问卷-9分 ： 5- 1 4 ） 被 随 机 分 为 指 导 组 或 非 指 导 组 。所有的参与者都获得了一个基于解决问题的网络自助计划疗法在预治疗后两周（早期治疗）和八周（治疗后），使用指导性互联网干预工作联盟清单的改编版本评估与治疗提供者的工作联盟主要结局是治疗后的抑郁症状指导参与者的工作联盟总分显著高于未指导参与者（治疗早期：t248.6= -3.36，p0.001，d=0.42，治疗后：t194.9= -4.77，p0.001，d=0.66）。<<工作联盟总分与有指导（rs=0.16，0.34）和无指导（rs=0.26，0.23）参与者的WAI-I总分在统计学上介导指导与结果的关系（治疗早期：B=-0.028，治疗后：B=-0.053）。此外，分量表任务（治疗后：B=-0.051），分量表目标（治疗早期：B=-0.031和治疗后：B=-0.052），以及对计划的依从性（B=-0.034）介导了指导和结果之间的关系。最后，在一个多重中介模型中，早期治疗工作联盟和坚持程序（B=-0.050）介导的指导和结果之间的关系。这些研究结果表明，指导增加了工作联盟的治疗提供者早在治疗开始后两周。联盟预测结果，并调解指导和结果。参与者治疗提供者。因此，治疗提供者可能会根据参与者的偏好和期望调整基于网络的计划。除了工作联盟，坚持程序共同调解指导和结果之间的关系。1. 介绍基于网络的引导程序已被证明可以有效地减少抑郁症状。它们通常比无指导的基于网络的程序具有更大的效果，对面对面心理治疗的影响（Andersson等人，2014; Bur等人， 2022;Carlbring等人，2018; Karyotaki等人，2021; Moshe等人，2021年）。虽然人们越来越关注指导性干预是否优于非指导性干预，但研究很少关注指导与更好治疗相关的原因* 通讯作者;伯尔尼大学临床心理学和心理治疗系，Fabrikstrasse 8，3012伯尔尼，瑞士。电子邮件地址：oliver. unibe.ch（O.T. Bur）。https://doi.org/10.1016/j.invent.2022.100593接收日期：2022年7月29日;接收日期：2022年11月23日;接受日期：2022年2022年11月26日网上发售2214-7829/© 2022作者。由爱思唯尔公司出版这是CC BY许可下的开放获取文章（http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/）。可在ScienceDirect上获得目录列表互联网干预期刊主页：www.elsevier.com/locate/inventO.T. Bur等人互联网干预30（2022）1005932=成果。因此，我们不知道指导如何导致更大的症状改善。然而，通过理解解释指导效果的过程，人们可能会识别和传达指导的基本方面，并了解需要什么来改善治疗结果。研究指导如何发挥作用的一种方法是审查可能的中介，通过这些中介，指导可能实现其效果。中介变量在统计学上解释了独立变量和因变量之间的关系（Kazdin，2007;Kazdin，2009）。这可能意味着中介本身就是精确解释变化的机制。然而，更有可能的是，中介体充当一个或多个与之相关的变量的代理人（Kazdin，2009）。在这种情况下，调解人指出产生变化的基本机制，因此，是变化如何发生的第一个提示。在面对面心理治疗中，一个被广泛研究的过程变量和症状改变的潜在中介是工作联盟。这个概念可以追溯到Bordin（1979），他将工作联盟定义为：1）患者和治疗师之间的情感纽带，2）对治疗任务的共同认同，3）对治疗目标的共同认同。工作联盟通常用工作联盟量表（WAI;Horvath和Greenberg，1989）来衡量，许多研究证实，良好的工作联盟与更好的治疗结果相关。一些荟萃分析表明，该联盟预测面对面治疗的治疗结果（rs=0.22-0.28; Flückiger等人，2018; Horvath等人，2011; Martin等人，2000年）。 此外，最近的一项审查表明，在大多数研究中，抑郁症状的改变部分由联盟介导（Baier等， 2020年）。工作联盟的重要性似乎不仅限于面对面的心理治疗。对在线治疗联盟的评论得出结论，独立于沟通方式（例如，电子邮件，视频会议），诊断组以及客户和治疗师之间的联系量，客户评级的联盟得分 很 高 ， 大 致 相 当 于 面 对 面 心 理 治 疗 研究 中 发 现 的 联 盟 评 级（Berger，2017; Pihlaja等人，2018年）。此外，一些荟萃分析表明，工作联盟是associ-在基于网络的引导程序中获得了更好的结果（rs=0.20-0.28; Flückiger等人，2018; Kaiser等人，2021; Probst等人，2019年）。这些发现是值得注意的，因为在引导式自助干预中，治疗师的 工作 联盟的 作用 在 指导 基于web 方案抑郁症尚未得到最终澄清。在前面段落中提到的三项基于网络的项目的Meta分析中，八项研究将抑郁症状作为主要结局进行了调查。然而，一半的研究报告了工作联盟和抑郁症状变化之间的显著正相关关系（ Anderson 等 人 ， 2018;Meyer 等 人 ， 2015;Go'mezPenedo 等 人 ，2020; Preschl 等 人 ， 2011 ） ， 一 半 没 有 （ Andersson et al. ， 2012;Hadjistavro-poulos等人，2017; Ormrod等人，2010; Richards等人，2013年）。此外，Preschl等人（2011）发现仅在治疗后而非治疗中期评估的WAI指标存在正相关。因此，目前尚不清楚是否联盟促进抑郁症状的减少，是否抑郁症状较少的患者评价工作联盟为更高，或者是否第三个变量影响联盟评级和抑郁症状。最后，八项研究使用不同的方法来评估工作联盟，并在治疗期间提供不同数量的指导。这种异质性使得关于工作联盟和抑郁症状之间关系的结论复杂化。因此，需要更多的研究来澄清早期工作联盟的评级和抑郁症状的关系，在引导基于网络的程序。除了工作联盟，遵守，即，参与者使用自助计划的程度也可以调解指导对结果的影响。一方面，一些研究发现，该指导与更高的依从性相关（Baumeister等人， 2014; Bur等人，2022; Donkin等人，2011; Karyotaki等人，2021年）。另一方面，几项研究发现了依从性和治疗结果之间的关联（Donkin等人， 2011; ElAlaoui等人， 2016; Fuhr等人，2018; Karyotaki等人，2017; Newby等人，2014年）的报告。因此，指导可以鼓励参与者更深入地使用该程序，从而获得更好的结果。然而，应该注意的是，并非所有研究都发现依从性和结局之间存在关联（例如，Farrer等人， 2014;Donkin等人， 2013年）。目前的研究是对随机析因试验数据的二次分析。在试验中，我们调查了基于网络的抑郁症状自助计划的支持背景（Bur等人，2022年）。我们发现，指导与治疗后显著改善的结果相关。尽管之前有几项荟萃分析表明了这一发现（Karyotaki et al.，2021; Moshe等人， 2021; Spek等人，2007年），据我们所知，迄今为止还没有研究调查为什么有指导的干预似乎优于无指导的干预。由于几项荟萃分析发现，在基于互联网的治疗中，工作联盟与更好的结果相关（Flückiger等人，2018; Kaiser等人， 2021; Probst等人，2019），我们假设工作联盟可能在解释指导计划的优越性方面发挥重要作用。因此，我们调查了三个研究问题：第一，我们调查了指导参与者是否表现出更高的工作联盟与治疗提供者比未指导的参与者。其次，我们调查了工作联盟是否与抑郁改变分数呈正相关。第三，我们仔细研究了工作联盟作为指导和结果之间关系的可能调解人的作用。我们假设这与大多数面对面的心理治疗研究相似（参见。Baier等人，2020年），工作联盟调解抑郁症状结果的指导效果。此外，我们调查是否坚持也发挥了作用，在解释的优势，指导方案。2. 方法2.1. 参与者本分析的参与者数据来自HERMES试验（Bur等人，2022年）。如果个体1）至少18岁，2）在患者健康问卷-9（PHQ-9评分在5和14之间;Kroenke等人，2001），3）提供书面知情同意书，4）可以访问互联网和电子邮件帐户，以及5）提供紧急联系人。如果个人1）报告了现在或过去的精神病或双相情感障碍，或2）在研究中表明自杀倾向增加，则不允许他们参加研究。自杀 行为 修订版 (SBQ-R>7; 奥斯曼 例如，2001年）。参与者通过我们的研究网站在线招募。在完成治疗前在线问卷调查之前，参与者必须填写并返回同意书，该问卷调查检查是否合格。值得注意的是，服用药物或看心理治疗师的参与者可以参加这项研究。参与者没有因参加研究而获得补偿。参与者特征见表1。本研究的参与者平均年龄为38.4岁（SD13.7，范围：19-78岁）。大多数参与者是女性（72.8%）、单身（60.9%）和瑞士人（50.7%）或德国人（43.7%）。此外，大多数参与者报告拥有大学学位（58.9%）和兼职或全职工作（59.0%）。关于一个-三分之一的参与者同时接受心理治疗（30.8%），约五分之一的人在治疗前使用精神障碍处方药（21.2%）。O.T. Bur等人互联网干预30（2022）1005933=×× ×+-=-表1指导组和非指导组的治疗前人口统计学和总体特征特性总样本（N= 302）引导（n= 150）非引导（n= 152）统计量n % n % n %性别出生起源婚姻状况教育2.2. 研究设计HERMES是一项随机全因子试验，包括4个实验因素（1;指导，2;诊断性访谈，3;动机访谈模块，4;自动电子邮件）。每个因素在两个水平上变化（存在，编码为1，或不存在，编码为1;即，效果编码），导致16个条件（2222)试验（Bur等人，2022年）。在本文中，我们重点比较了引导与非引导条件，因为引导是显著改善结局的唯一因素。伯尔尼州伦理委员会于2020年1月20日批准了该研究（2019-01795），该研究在ClinicalTrials.gov（NCT 04318236）上注册。2.3. 程序Qualtrics（XM）将HERMES参与者随机分配至引导或非引导条件。将随机化分为轻度（PHQ-9：5-9）或中度（PHQ-9：10-14; Kroenke et al.，2001）抑郁症状，并且随机化方案对参与者和研究人员都是隐藏的。在为期八周的基于网络的计划中，指导参与者（n（150）在临床心理学家的支持下（指导临床心理学和心理治疗研究生课程最后一个学期的硕士生和博士生），临床心理学和心理治疗专业学生）。在治疗开始时，心理学家介绍了他们自己，并解释说，参与者可以随时提出问题。心理学家每周给参与者写一封电子邮件，就参与者的行为和自助计划的进展提供反馈这些电子邮件是在集成到自助计划的安全电子邮件系统中发送的。电子邮件没有包括进一步的-给你个建议。反馈意见最重要的方面是赞扬和加强参与者心理学家询问参与者是否面临任何问题，需要的支持，每当引导参与者没有一个星期的工作与计划。心理学家在接下来的三天内回答了问题。总共，心理学家向至少登录过一次的139名参与者发送了1140条信息（每位参与者发送了8.2条信息）。此外，心理学家花了107分钟每个参与者（SD62.8）和12.6分钟每个消息（SD6.5）。未受指导的参与者会收到一封自动发送的介绍性电子邮件。除了询问技术问题外，他们与治疗提供者关于程序的使用（Bur等人， 2022年）。2.4. 自助计划所有参与者都获得了为期8周的基于网络的自助计划HERMES的完全访问权。该计划是基于解决问题的治疗（PST; Nezu等人，2012年）在伯尔尼大学开发。它包括对PST基本原理的一般介绍和三个工具包。自助程序内容通过文本、音频和视频显示，包括案例和几个练习。这些工具包是围绕感觉、思考和行动的主题组织的，其中包括几个主题。工具包1（感觉）涉及正念，情绪观察和调节，以及放松。工具包2（思考）涉及自我批评，认知重建和健康思维。工具包3（行动）涉及定义问题，思考和选择解决方案，执行解决方案计划，并评估解决问题的尝试。2.5. 措施对于当前的研究，我们使用了在治疗前、治疗前两周后（早期治疗）和治疗前八周后（治疗后）测量的评估。所有评估均为自我报告，并通过Qualtrics完成。以下各段将详细讨论与本文分析有关一年龄平均值（标准差）38.4（13.7）38.1（13.2）38.8（14.2）范围19–7819–6919–78t298.9=0.45，p=0.65男性8126.83724.74428.9女性22072.811375.310770.4非二元10.4––10.7χ2=1.76，p=0.422瑞士15350.77348.78052.6德国13243.77046.76240.8其他175.675.6106.6χ2=1.11，p=0.773单个18460.99865.38656.6结婚8929.53624.05334.9离婚/丧偶248.0138.7117.2其他51.632.021.3χ2=4.38，p=0.223比高中还少51.732.021.3高中文凭6019.92516.73523.0大学17858.99160.78757.2学徒5919.53120.72818.4χ2= 2.06，p=0.362就业全职有薪工作6621.93724.72919.1非全日制有偿工作11538.15234.76341.4失业206.696.0117.2学生8026.54026.74026.3居家父母51.642.710.7退休165.385.385.3χ2= 4.01，p=0.555目前的心理治疗9330.84731.34630.3χ2= 0.04，p=0.841当前药物6421.22919.33523.0χ2= 0.61，p=0.431O.T. Bur等人互联网干预30（2022）1005934试验中评估的测量的完整列表可以在不同的出版物中找到（Bur等人， 2021年）。2.6. 主要结局患者健康问卷-9（PHQ-9; Kroenke等人，2001年）。主要结局是治疗后的PHQ-9。PHQ-9是一个经过验证的9项抑郁症状自我报告测量每个项目可以从“0“（根本没有）到“3“（几乎每天）回答，导致总范围为0到27（Kroenke等人， 2001年）。Cronbach干预数据为0.84。由于PHQ-9作为入选标准，治疗前数据受到范围的实质性限制和可靠性估计值失真的影响（Stauffer和Mendoza，2001）。2.7. 调解员2.7.1. 工作同盟使用指导性互联网干预工作联盟清单（WAI-I;Go'mezPenedoet al.，2019年）。WAI-I是一个经过验证的12项自我报告措施，联盟它包括三个分量表，即，任务、目标和纽带。每个分量表由四个项目组成，可以从“1“（很少）到“5“（总是）回答，总范围为12至60。我们调整了原始WAI-I的措辞，以符合我们研究的规范具体而言，债券分量表的四个项目被改写为指的是病人和治疗提供者之间的接受和信任。治疗提供者包括治疗前的人际接触以及与提供指导的心理学家的接触。因此，WAI-I问卷对有指导和无指导的参与者都有回答。在最初的版本中，债券分量表的项目是指患者和只提供指导的心理学家之间的接受和信任（Go'mezPenedo et al.，2019年）。目标分量表的四个项目和任务分量表的四个项目与原始WAI-I相同，即：例如，他们提到病人同意基于网络的计划的目标和任务。在治疗早期和治疗后评估WAI-I。治疗早期Cronbach’s α总分为0.90 ，子量表任务为0.87，子量表目标为0.81 ，分别用于子尺度结合2.7.2. 粘附我们将坚持定义为参与者使用自助计划的程度。因此，我们通过对以下指标的z分数进行平均来计算综合分数：点击次数、处理的主题数、完成的练习数和在程序上花费的时间。我们计算了治疗前后的依从性评分。2.8. 统计分析我们 测试 组 差异 之间 的 非制导 和引导条件下，连续分布变量的t检验和治疗前和人口统计学测量的分类变量的独立性χ2检验。 对于工作联盟的协会，抑郁症状的结果，我们计算偏相关。因此，我们将WAI-I测量与治疗前至治疗后抑郁症状的变化相关联，同时在分配到指导条件之前控制治疗前抑郁症状。对于坚持和工作联盟以及坚持和抑郁症状之间的关系，我们计算了与Kendall在中介分析中，我们首先在不同的模型中进行测试在控制治疗前抑郁症状水平的同时，指导对治疗后抑郁症状的影响是否由1）工作联盟（在治疗早期和治疗后）和2）依从性介导（图1）。最后，我们测试了一个多中介模型，将两个潜在中介并行添加到模型中（ 图 2 ） 。 为 了 检 验 我 们 的 中 介 假 设 ， 我 们 采 用 结 构 方 程 建 模（SEM），使用R（版本3.5.2）和R Studio（版本1.3.1093）的lavaan包（Rosseel，2012）。 为了处理缺失值，我们采用完全信息最大似然估计直接将模型拟合到原始数据（Schafer和Graham，2002）。用比较拟合指数（CFI）、标准化均方根残差（SRMR）和均方根误差评估（RMSEA）。 很好的适合 指出的CFI值等于或大于0.94，SRMR值等于或大于0.08，RMSEA值等于或大于0.06（Hu和Bentler，1999）。我们使用多个指标测量工作联盟和抑郁症状作为潜变量，这使得我们能够控制测量误差。工作联盟是通过三个指标来衡量的（即，WAI-I的三个分量表）和抑郁症状通过由来自PHQ-9的项目组成的三个随机包来测量。为了检验间接效应的显著性，我们计算了自举偏倚校正的95%置信区间。Bootstrapping基于随机选择的观察结果运行许多数据模拟，并从数据中进行替换。因此，它不对间接效应的分布形状进行假设，而是使用其经验分布。Bootstrapping被认为优于Baron和Kenny（1986）的方法，因为它具有更大的统计功效，并产生更准确的置信区间估计值（Shrout和Bolger，2002）。如果零不包括在95%置信区间。间接中介效应大小为解释为0.03为小效应，0.07为中等效应，0.12是一个巨大的影响。3. 结果3.1. 治疗前评价和研究在人口统计学、抑郁症状、目前的心理治疗和目前的药物治疗方面，指导组和非指导组之间没有治疗前组差异（表1）。Fig. 1. 以工作联盟或遵守作为中介的注. 治疗前抑郁评分进行了控制。PHQ-9：患者健康问卷-9;主要结局WAI-I：引导互联网干预坚持：点击、练习、主题和在自助程序上花费的时间的综合得分。计算治疗前后的依从性。O.T. Bur等人互联网干预30（2022）1005935===-=--=- -=--=-----图二. 以工作联盟和遵守为中介注. 治疗前抑郁评分进行了控制。PHQ-9：患者健康问卷-9;主要结局WAI-I：引导互联网干预坚持：点击、练习、主题和在自助程序上花费的时间的综合得分。计算治疗前后的依从性。未填写治疗后问卷的参与者被视为脱落。在总样本量（n302）中，208人（68.9%）完成了治疗后问卷调查。完成者和脱落者的人口统计学资料无显著差异（所有p>0.05）。然而，指导参与者更有可能完成治疗后问卷（t1=4.60，p=.03）。此外，早期治疗时工作联盟评分较高的患者（t65.12.14，p 0.04）更有可能完成治疗后问卷。Little's MCAR检验结果为χ 2 61.39（df 48，p > .05），表明数据随机缺失。3.2. 干预结果析因试验的结果已发表在先前的论文中（Bur等人，2022年）。引导（d0.72）和未引导的参与者（d0.38）在治疗后的抑郁症状均显示出统计学显著性降低。有一个小的，但具有统计学意义的组间效应，有利于指导（d=0.15）。3.3. 工作同盟关于工作联盟的结果没有在主要成果文件中报告，在此报告。表2报告了抑郁症状和工作联盟随时间变化的平均值和标准差的描述性信息。在早期治疗时，表2工作联盟的得分在有指导的参与者中显著高于无指导的参与者（t248.6=-3.36，p.001，d<=0.42）。对于两个分量表任务（t248.1=-0.11，p=0.92，d=0.01）和目标（t247.21.74，p.08，d0.22），两组间差异无统计学意义然而，在子量表债券，得分显着较高的指导参与者（t248.15.64，p<0.001d0.71）。在治疗后出现了类似的模式。总工作联盟的得分在有指导的参与者中显著高于无指导的参与者（t194.9=-4.77，p.001，d<=0.66）。对于子量表任务，两组之间没有显著差异（t202.5=-1.92，p=0.06，d=0.27）。然而，在两个分量表的目标（t198.52.90，p<.01，d与对照组相比，引导组的得分显著高于对照组（t =170.6±5.88，p.001，d0.84<参与者3.4. 工作联盟、依从性与抑郁症状的变化工作联盟总分与抑郁的变化引导组和非引导组的症状在治疗早期和治疗后显著相关（rs0.16-0.34）。 控制治疗前抑郁症状，WAI- I（子）量表与抑郁症状变化之间的进一步部分对比见表3。复合依从性评分与PHQ-9的前后变化（Kendallτ0.11，p.025）。此外--此外，依从性也与早期治疗工作联盟相关观察抑郁症状（PHQ-9）、工作联盟（WAI-I）和依从性的平均值和标准差预处理早期处理后处理（n= 97）注. 早期治疗=治疗开始后两周，治疗后=治疗开始后八周。PHQ-9：患者健康问卷-9;主要结局。WAI-I：引导互联网干预工作联盟清单;调解人。坚持：点击、练习、主题和在自助程序上花费的时间的综合得分。计算治疗前和治疗后之间的时间的依从性。早期治疗=治疗开始后两周，p。测量指导（n= 150）M（标准差）非引导（n= 152）M（标准差）指导（n= 128）M（标准差）非引导（n= 127）M（标准差）指导（n= 111）M（标准差）非制导M（标准差）PHQ-99.43（3.75）8.97（3.94）8.18（3.31）8.13（4.28）6.71（3.85）7.73（5.14）外伊总3.27（0.73）2.96（0.75）3.62（0.70）3.14（0.75）任务2.87（0.86）2.86（0.80）3.35（0.91）3.11（0.85）目标3.28（0.75）3.11（0.81）3.57（0.76）3.27（0.76）债券3.65（1.03）2.9（1.09）3.95（0.92）3.04（1.24）粘附0.85（3.01）-0.54（2.04）O.T. Bur等人表3互联网干预30（2022）1005936-==-- -- -- -- -抑郁症状变化（PHQ-9）与工作联盟总分和分量表（WAI-I）之间的偏相关。早期治疗WAI-I总任务目标债券引导，引导。债券PHQ-9-变更0.75*0.16*0.81*0.26**0.31**0.27**0.40*0.22*0.43*0.150.40*0.25*0.000.19后处理外伊总任务目标债券指导非制导指导非制导指导非制导指导非制导总任务0.87*0.78*目标0.86*0.83*0.78*0.81*债券0.72*0.75*0.35*0.22*0.38*0.31**PHQ-9-变更0.34***0.23*0.44*0.24*0.34***0.24*0.070.10注. PHQ-9：患者健康问卷-9;主要结局。WAI-I：引导互联网干预工作联盟清单;调解人。早期治疗=治疗开始后两周，治疗后=治疗开始后八周。治疗前抑郁评分进行了控制。抑郁症状的变化计算为治疗前和治疗后评分的差值* 第<05页。** 第<01页。*** p0.001。<（Kendall<<3.5. 调解分析总体而言，中介模型拟合的数据具有CFI 0.95或更高，SRMR低于0.08，RMSEA低于或接近0.06（表4）。因此，受试模型的拟合度可接受至良好。3.5.1. 工作联盟总分的中介作用分析为了检验中介作用并评估其效应大小，我们检查了治疗后指导对抑郁症状的直接和间接影响，控制了抑郁症状的治疗前水平。中介分析的结果见表5。对于非标准化估计值，计算自举偏倚校正的95%置信区间。对于WAI-I总分，间接表4中介模型的拟合指数。调解员CFI SRMR RMSEA简单的调解模式WAI-I（早期治疗）总得分0.96 0.06 0.07WAI-I任务WAI-I目标WAI-I债券WAI-I（治疗后）总分0.970.060.05WAI-I任务0.990.050.04WAI-I目标0.990.050.03WAI-I债券0.990.050.04粘附0.980.040.05多元中介模式WAI-I早期治疗总分和依从性0.95 0.06 0.07注. WAI-I：引导互联网干预工作联盟清单。坚持：点击、练习、主题和在自助程序上花费的时间的综合得分。计算治疗前和治疗后之间的时间的依从性效果与零显著不同。因此，在治疗后的抑郁症状的指导效果介导的工作联盟在早期和治疗后。对于治疗早期的WAI-I-总，间接效应的标准化估计值为B0.028，表明效果较小（占总效果的20. 6%）。对于治疗后的WAI-I-total，间接效应的标准化估计值为B0.053，表明具有小至中等效应（占总效应的46.1%3.5.2. 调解分析与分量表的任务，目标和债券在早期治疗的WAI-I的三个分量表中，只有分量表目标介导了指导对抑郁症状的影响。间接效应的标准化估计值为B0.031，indi- 有较小的中介效应（占总效应的23.1%）。在治疗后WAI-I的三个分量表中，0.051;占总效应的39.8%）目标（B）0.052，占总效应的46.8%）有小到中等的中介作用。3.5.3. 有依从性除了以工作联盟为中介的模型外，我们还进行了一个以坚持为中介的简单模型。在简单中介中，依从性显著介导了指导对抑郁症状的影响。间接影响28.6%的总效果）。3.5.4. 工作联盟与联盟的多重中介分析最后，为了检验是否坚持和工作联盟调解的效果，指导不考虑彼此，我们进行了多重调解与坚持和早期治疗工作联盟作为调解人。总间接效应的标准化估计值为B0.050，表示小到中等的中介效应（占38.5%的总效果）。两种介质解释了几乎相等的总间接效应的方差（早期治疗工作联盟=52%，坚持=48%）。外伊总任务0.83*0.82*目标0.87*0.81*0.78*0.72*0.980.060.04B=-0.034，表明中介效应较小（占0.980.050.04O.T. Bur等人互联网干预30（2022）1005937====表5中介模型与治疗后抑郁症状的组分配（指导/非指导）的总效应，总体直接效应和总体间接效应直接影响间接影响STD. Est.不标准Est. [95% CI]标准品Est.不标准 Est. [95% CI]标准品Est.不标准Est. [95% CI]早期治疗WAIWAI-I总分-0.136*-0.150[-0.309，-0.012]-0.108-0.120[-0.258，0.020]-0.028*-0.031[-0.092，-0.001]WAI-I分量表任务-0.130*-0.143[-0.296，-0.006]-0.128*-0.141[-0.280，-0.005]-0.002 -0.002 [-0.050，0.033]目标-0.134*-0.150 [-0.289，-0.015]-0.104-0.115 [-0.248，0.017]-0.031*-0.034[-0.100，-0.006]粘合度-0.127*-0.140[-0.293，-0.007]-0.086-0.094[-0.251，0.038]-0.041-0.045 [-0.111，0.002]WAI-I总分-0.115-0.126[-0.275，0.006]-0.062-0.068[-0.213，0.082]-0.053*-0.058[-0.120，-0.017]治疗后WAIWAI-I子量表目标-0.111-0.121 [-0.272，0.017]-0.059-0.064 [-0.221，0.087]-0.052*-0.057[-0.133，-0.012]粘合度-0.108-0.119 [-0.269，0.025]-0.095-0.104[-0.263，0.054]-0.014-0.015 [-0.058，0.008]附着力-0.119*-0.131 [-0.276，-0.001]-0.085-0.093 [-0.242，0.044]-0.034*-0.037[-0.077，-0.001]多重中介WAI-I总分早期治疗依从性WAI-I总分、早期治疗和依从性-0.026-0.024-0.029 [-0.086，0.002]-0.026 [-0.058，0.005]电话：+86-10 -8888888传真：+86-10 - 88888888注.我是说引导式互联网干预工作联盟量表;坚持性：点击、练习、主题和在自助计划上花费的时间的综合得分。计算治疗前后的依从性使用自举偏倚检验估计值的显著性（*）校正的95%CI。STD. Est. =标准化估计值; Unstd.Est. =非标准化估计值; CI=置信区间。该模型对抑郁进行了校正治疗前评分独立的二分变量是组分配（指导/非指导），因变量是治疗后的抑郁症状4. 讨论在这项研究中，我们仔细研究了先前的发现，即有指导的参与者报告的治疗后抑郁症状比无指导的参与者少（Bur等人，2022年）。我们假设，工作联盟在解释这一发现中发挥了作用。我们的研究结果在一定程度上支持了这一假设。首先，有指导的参与者比无指导的参与者报告了更高的总工作联盟。第二，工作联盟与员工的工作能力变化显著相关，引导组和非引导组的抑郁症状（rs 0.16-0.34）。第三，工作联盟总分在治疗前后对辅导与抑郁症状的关系有显著的中介作用。此外，分量表任务（治疗后）和分量表目标（治疗早期和治疗后）介导了指导和抑郁症状之间的关系。第四，依从性在引导与结果之间起中介作用。有趣的是，当包括工作联盟和坚持在多个中介模型，这两个变量解释方差的指导效果的结果。因此，工作联盟似乎有助于更好的结果独立于遵守。与无指导的参与者相比，有指导的参与者表现出显着更高的工作联盟。这种差异主要是因为引导参与者在债券分量表上得分显着较高。因此，参与者似乎通过在治疗期间与心理学家的额外接触与治疗提供者建立了更强的联系。乍一看，这一发现可能并不令人惊讶，但特别值得注意的是，该联盟在治疗的早期就被测量，即，两周后就开始了此时，引导参与者仅收到两封来自治疗提供者的电子邮件。因此，少量的额外接触可能足以大大加强参与者和治疗提供者之间的联系。然而，也可能不是实际接触本身增加了工作联盟;而是被引导的参与者知道一个人会在治疗期间支持他们。因此，受指导的参与者可能认为治疗更可信、更合适或具有更高的治疗期望（Heim等人， 2018年）。一个良好的工作联盟似乎与更好的结果有关。联盟的总分（治疗早期和治疗后）与指导组（rs 0.16，0.34）和非指导组（rs 0.26，0.23）的抑郁症状变化显著相关。这一发现与先前的荟萃分析一致，该分析发现了显著的相关性。工作联盟和基于指导的网络计划的结果之间的关系（rs0.20-0.28）（Flückiger等人，2018; Kaiser等人，二零二一年;Probst等人，2019年）。然而，对于抑郁症状，这些荟萃分析中只有一半的研究发现了显着的关联。因此，我们的研究结果强化了这样一个概念，即工作联盟确实在基于网络的抑郁症状指导计划中发挥了作用。此外，当观察联盟分量表时，在两个时间点，分量表任务与引导和非引导条件的结果显著相关，分量表目标仅在治疗后与引导和非引导条件的结果显著相关，而债券与引导和非引导条件不显著相关。这一发现也与之前的基于网络的指导计划文献一致（Berger，2017;Go'mezPenedo等人，2020; Probst等人， 2019年），并强调参与者对基于网络的程序的任务和目标是否适合他们似乎很重要。Meyer et al.（2015）解释了一个类似的发现，这意味着参与者在治疗早期对干预的帮助有很好的感觉。这种感知的帮助性、可接受性或个人适应性可能是互联网干预的重要预测因素，而与治疗提供者的个人联系可能不那么重要（Berger et al.，2014年）的报告。因此，治疗提供者可能会根据患者的偏好和期望调整基于网络的计划。目的是扩大参与者值得注意的是，我们的研究结果表明，也会从这种协调中受益工作联盟不仅与抑郁症状的变化呈正相关，而且在引导与抑郁症状之间起中介作用（解释治疗早期总效应的20.7%和治疗后总效应的46.1%）。这些发现进一步强调了在线工作联盟的重要性，以及面对面研究的平等发现（Baier等人， 2020年）。重大调解WAI-I总分-0.115-0.126 [-0.275，0.006]-0.062-0.068 [-0.213，0.082]-0.053*-0.058[-0.120，-0.017]任务-0.128*-0.139[-0.284，-0.011]-0.077-0.083 [-0.224，0.052]-0.051*-0.056[-0.125，-0.017]O.T. Bur等人互联网干预30（2022）1005938也被发现的子规模的任务（在治疗后）和子规模的目标（早期和治疗后）。这些发现可以根据术语协作来解释，协作被视为治疗关系的基本和认知行为疗法（CBT）特异性元素（Kazantzis等人， 2017年）。 在CBT中，协作侧重于治疗师实现自己的目标。应用于基于互联网的自助，这意味着心理学家的支持也会促进这一进展。除了工作联盟，坚持程序也显着介导的指导和抑郁症状之间的关系。因此，似乎引导的参与者不仅受益于与治疗提供者的更好的工作联盟，而且还因为他们比未引导的参与者更多地参与治疗内容。坚持的中介结果表明，坚持并不衡量类似的工作联盟，也不违背工作联盟的调解作用。相反，坚持和工作联盟单独解释方差的指导效果，因此，解释更多的方差在一起。我们得出两个可能的实际影响，从指导，联盟和结果之间的关系的结果。第一个含义是，基于网络的项目的治疗提供者应该意识到指导、联盟和结果之间的联系。治疗提供者可以在治疗开始后两周内评估工作联盟，并加强或改变对早期治疗工作联盟低的参与者的支持模式（例如，面对面接触）。结果的第二个含义可能是，在整个基于网络的程序中指导参与者的常见做法可能会被修改。虽然从治疗早期到治疗后，联盟的中介作用逐渐增加，但在治疗早期与治疗提供者的接触很少（两周内两封电子邮件）已经对工作联盟和结果产生了积极影响。这可以作为基于互联网的治疗的优势。与其在整个治疗