大学生在线抑郁干预Meta分析：有效性和未来研究方向

互联网干预25（2021）100427大学生抑郁症状在线引导自助干预的Meta分析马良a，*，黄聪b，c，陶日蒙 a，崔泽石d，*，菲利普·施鲁特 ea中国沈阳中国医科大学第一医院b浙江大学体育与运动科学系，中国c日本仙台东北大学医学研究生院运动医学科学系d中国医科大学药学院，中国新西兰基督城坎特伯雷大学健康科学学院A R T I C L EI N FO关键词：网络导游大学生抑郁症状的Meta分析A B S T R A C T目的：本荟萃分析旨在探讨在线引导自助干预对大学生抑郁症状的影响方法：我们通过PubMed，Embase，Web of Science，PsycINFO和Cochrane Central检索研究。效应估计值报告为标准化平均差异（SMD），数据采用随机效应模型汇总。进行亚组分析，以调查这些干预措施的样本类型，接触水平，使用的激励措施，干预的长度和程序的内容的不同影响。结果：来自19项试验的24项比较（n=3074）被纳入荟萃分析。干预参与者（n = 1620）表示，与非主动控制条件（n=1454）相比，干预后抑郁症状显著减少。加权效应量为0.46（95% CI：0.28-0.64），在删除离群值后降至0.36（95% CI：0.26-0.45）。亚组分析表明，在使用选择性和通用样本的干预措施中;在较短（≤4周），中等（4 - 8周）和较长时间（≥8周）的干预措施中;在高，中等和低接触水平的干预措施中;在有激励和无激励的干预措施中;以及在采用认知行为疗法（CBT）和第三波CBT的干预措施中，效果显著。结论：本荟萃分析进一步证实了在线引导式自助干预在减少大学生抑郁症状方面的有效性。然而，由于目前证据的质量普遍可变和有限，需要采用严格的方法进行进一步研究，以确认和扩展本荟萃分析的结果1. 介绍大学时代的特征是从青春期到成年期的发育性挑战过渡，这代表了抑郁症发作的高峰年龄段（Cuijpers等人， 2016; Ibrahimet al.，2013;Zivin等人，2009年）。抑郁症状水平升高在大学生中很常见，导致相当大的损害和抑郁症的更高风险（Ibrahim et al.，2013年）。根据2018年美国大学健康调查，41.9%的人感到非常沮丧，在过去一年中至少有一次难以发挥作用，18.1%的人在过去12个月内被诊断或治疗抑郁症（美国大学健康协会，2018）。然而，很少有人寻求帮助，尽管事实上，许多大学提供咨询服务（Eisenberg等人， 2009; Zivin等人， 2009年）。研究表明，许多学生更喜欢独自管理心理健康问题，因为担心保密，感觉问题过于私人化，以及担心没有人或服务可以提供帮助（Ebert等人，2019; Gould等人，2002年）。此外，对耻辱的恐惧，缺乏时间，财务成本和不方便获得护理已被确定为大学生寻求帮助的重大障碍（Gulliver和Bennett，2015; Hunt和Eisenberg，2010; Zivin等人，2009年）。由于这些重要的障碍，创新的干预措施，克服障碍是必要的，以解决抑郁症的学生群体。在线自助计划可能有潜力改善大学心理健康服务的提供。与一般人群相比，大学生更有可能使用互联网* 通讯作者。电子邮件地址：www.example.comlouis.liang.ma @ hotmail.com（L.Ma），zscui@cmu.edu.cn（Z. Cui）。https://doi.org/10.1016/j.invent.2021.100427接收日期：2020年6月2日;接收日期：2021年5月18日;接受日期：2021年7月5日2021年7月8日在线提供2214-7829/© 2021由Elsevier B. V.发布这是一篇基于CC BY-NC-ND许可证的开放获取文章（http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/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/inventL. Ma等人互联网干预25（2021）1004272并在线寻求健康信息（Chiauzzi等人，2008; Hanauer例如，2004年）。这种基于互联网的干预措施很容易获得，参与者随时都可以获得;不必涉及专门的治疗师，允许参与者保持匿名，而不采取患者角色;并且特别是在涉及一些指导时具有成本效益（Donker等人， 2015年;安大略省健康质量，2019年; Mitchell等人，2021年）。由于遇到心理健康问题的学生由于各种障碍而很少寻求专业人士的帮助，但他们往往对现代信息技术感到满意，因此在线自助干预可能对学生群体特别感兴趣。对于许多学生来说，在线自助干预可能是传统面对面形式的可接受替代方案。例如，学生谁是不愿意寻求面对面的咨询，由于实际或感知的障碍，以获得服务可能愿意使用在线自助程序，可以在方便的时候尽管在线自助干预的优势，一个潜在的-这些干预措施的主要缺点是低的计划完成率（Andrews等人，2018年），这可能会降低干预的有效性。检查基于互联网的干预措施的有效性的多项荟萃分析表明，用户从包括提供人类支持和指导在内的干预措施中获得更大的利益（Andersson和Cuijpers，2009; Baumeister等人，2014; Heber等人，2017年）。令人鼓舞的是，最近的荟萃分析表明，对抑郁症的指导性自助干预可以具有与面对面干预相当的效果以及同等的 依 从 性 （ Cuijpers 等 人 ，2010 a; van Ballegoijen 等 人 ， 2014;Carlbring and Andersson，2018）。在这次审查中，我们将重点限制在指导性在线自助干预措施上，通过卫生专业人员提供的支持（例如，公共卫生护士、心理治疗师）或项目教练在干预过程中对参与者进行指导。迄今为止，一些基于互联网的干预措施，已经开发了无指导的方法来解决大学人群中的抑郁症尽管这些干预措施与抑郁症的相关性已在随机试验中进行了评估，但这些研究的结果往往受到样本量小、脱落率高和结果不一致的限制。只有一项定性综述和两项Meta分析综述检查了针对这一人群的基于互联网的抑郁症干预的有效性（Davies等人， 2014; Harrer等人，2019; Lattie和Adkins，2019）。尽管上述荟萃分析显示了抑郁症状的积极结果，且效应量范围较小，但所有作者在其研究中均结合了有指导和无指导的自助干预措施，并且纳入方案的成功程度存在很大差异如前所述，有指导的自助干预措施在辍学率和干预效果方面与无指导的自助干预措施有很大不同，因此应单独进行分析然而，没有元分析专门关注大学生在线指导自助干预的效果研究，并检查潜在的效果调节因子和其他异质性来源。在这项荟萃分析中，将重点限制在在线指导自助干预措施上，将增加患者的依从性，并使我们能够评估其对该人群的独立影响除了检查总体效应量外，荟萃分析还提供了计算和比较感兴趣的特定亚组的单独效应量的机会。这些信息将是有用的，因为这可能有助于确定未来干预努力的最佳条件。研究表明，针对高风险个体的抑郁症干预计划（选择性和指示性计划）比普遍提供的计划（单一计划）显示出更多的支持，这可能是因为高风险参与者更有动力参与计划内容，并且有更大的机会显示症状减轻（Horowitz和Judy，2006）。对这种差异的了解很好地支持了这样一个建议，即在线指导的自助干预对大学学生可能会在通用，选择性和指示程序不同。此外，虽然包括治疗师指导可能是有益的，但与提供这种专业支持相关的成本增加可能会阻止资源不足的大学采用互联网课程。已经出现的支持是，提供这种指导的人不必是受过专业训练的治疗师（Robinson等人，2010; Titov等人，2010年）。因此，评估具有不同接触水平的在线自助干预措施（例如，治疗师，教练和标准化的电子邮件）将产生同样的效果为大学生。此外，尽管对其他问题（如吸烟和饮食失调）的荟萃分析表明，较长时间干预的效果优于非常简短的干预（Rooney和Murray，1996; Stice和Shaw，2004），但在青少年抑郁症的荟萃分析中，较短时间干预的效果更大（Stice等人，2009年）。在大学的背景下，较长的课程可能需要大量的时间，可能不实用或吸引大学生谁通常有一个拥挤的议程。因此，该Meta分析研究了干预时间长短对此类干预的不同影响。此外，目前还不清楚通过提供补偿（例如，课程学分，现金和抽奖）参加该计划将产生更大的干预效果，荟萃分析，以评估有和没有这种激励措施的干预措施之间的差异。最后，干预内容也可能影响到方案是否产生效果，因为构成不同战略基础的要素差异很大。抑郁症干预计划可以采用广泛的策略，单独检查它们可以帮助告知哪种策略会在学生群体中产生更大的益处。因此，进行了一项荟萃分析审查，以评估在线引导的自助干预措施对大学生抑郁症状的有效性。据推测，分配到这些干预措施的学生将显示出较低的抑郁症状比那些分配到控制条件。第二个目的是检查在线指导自助干预措施在不同情况下的有效性。我们希望通过样本类型、接触水平、激励措施的使用、干预时间和干预内容来发现这些干预的不同效果。2. 方法本研究按照PRISMA声明进行，该声明用于报告评价医疗保健干预措施的研究的系统综述和荟萃分析（Moher et al.， 2009年）;见《明史》x1。2.1. 研究的确定和通 过 检 索 PubMed 、 Embase 、 Web of Sci- ence 、 PsycINFO 和Cochrane Central检索从开始到2019年9月13日的论文，并更新到2021年4月1日，识别研究。文献检索是围绕相关参与者的检索词进行的（例如，大学生），相关干预的搜索项（例如，因特网节目），相关结果的搜索项（例如，抑郁症），以及相关设计的搜索项（例如，随机化）。PubMed中使用的检索策略显示在PubMedX 2中，必要时适用于其他数据库。对相关综述和检索到的研究的参考文献列表进行了审查和检索，以确定其他记录。通过电子数据库检索确定的初始记录，相关综述和检索到的研究导入Endnote X7。删除重复内容后，由主要研究者（LM）筛选标题和摘要，并检索认为可能相关的研究的全文文章，由两名独立研究者（LM和CH）进行进一步评估。两名研究人员之间的分歧通过讨论和达成共识来解决，如果两名研究人员之间的协议可以L. Ma等人互联网干预25（2021）1004273≥=1 - 4 ×（.N+N-≥干预控制定义为kN干预+N控制无法到达。我们纳入了（a）随机对照试验（RCT），(b)一个在线引导自助干预（当干预使用互联网作为通过计算机、膝上型计算机、平板电脑或其他设备的递送模式，并且包括一定程度的个人指导或至少定期的电子邮件或与治疗师或教练的其他非技术接触时，被认为是合格的）到（c）非主动控制条件，包括等待名单，仅评估，和日常护理（其中允许患者继续像往常一样使用护理，如心理健康咨询服务）对（d）作为主要或次要症状的抑郁症状的影响（只有当主要结局是痛苦时才被认为是合格的，焦虑或压力）结果（e）在（f）高等教育机构（例如，大学、学院、高等教育或可比的中学后教育）。2.2. 数据提取每项研究的信息均使用试点摘要形式提取，基于：（a）试验的特征，包括国家和出版年份、样本量、结局指标和对照类型(b) 干预措施的特点，包括干预措施，参与者、护理者和试验人员的盲法）;（3）缺失结果数据（例如，损耗率10%或使用意向治疗分析）;（4）结果的测量（例如，<结果评估者的盲法）;和（5）选择报告的结果（例如，已发布的试验方案）。每个领域的偏倚风险评分为低、中或高。因为我们集中于比较在线引导自助干预与非主动控制（例如等待列表）的试验，在这些情况下很难确保参与者和提供干预的人不知道干预任务。因此，我们省略了评估因偏离预期干预措施而导致偏倚风险的领域。偏倚风险评估由两名作者（LM和RT）独立进行，如果意见不一致，则由第三名作者（ZC）参与。2.4. 统计分析干预效果定义为干预后干预组和对照组抑郁症状评分的平均变化差异。我们用标准化均值差（SMD）和95%置信区间（CI）计算了每项研究的效应量。 由于许多研究的样本量较小，我们使用Hedges'g校正了小样本偏倚的效应量（Hedges帐篷、数周随访、联系级别、激励措施的使用，以及和Olkin，1985年）：g（M干预变更-M控制变更）、、k，其中，（c）参与群体技术;及（c）参与群体技术的特征。包括学生样本，招聘策略和设置，类型=SD合并液×样本、平均年龄和女性百分比。如果对人群的所有成员进行干预，而没有明确的抑郁症症状或风险因素筛查程序，则样本类型被归类为普遍性;如果基于认可已知的抑郁症风险因素而纳入患者，则样本类型被归类为选择性;并指出干预是否提供给报告抑郁症症状升高但亚临床水平的个体（Mrazek和Haggerty，1994）。如果合格的心理治疗师监测干预并直接提供支持，则联系水平被归类为高;如果支持由研究团队成员或项目教练（如受过培训的学生）提供，则联系水平为中等;如果仅使用标准化的提醒电子邮件来提供支持，则联系水平为低。根据最近的荟萃分析（Harrer et al.，2019年）。如果学生因参与该项目而获得现金、课程学分或其他形式的补偿，则使用激励措施被归类为“是”;如果不使用激励措施，则不使用。如果干预的重点是认知重建，如识别和改变负面认知以及强调增加愉快活动的行为激活（Beck，1979），则干预内容被归类为CBT;如果干预依赖于基于正念、冥想和/或接受原则（Ost，2008）的成分，如基于正念的治疗（MBT;Kabat-zinn，2003）和接受和承诺治疗（ACT;Hayes，2004），则被归类为第三波CBT;如果干预使用其他策略（例如，体力活动）。如果干预包括基于小组的组成部分，如现场视频会议，则表明涉及小组技术。如果参与者主要通过在线广告、网站或通函电子邮件招募，则招募策略被归类为在线策略;如果通过班级或其他机构的公告招募，则为现场策略。如果参与者是从指定的大学招募的，则研究环境被归类为校园;如果从普通人群中招募，则为公共场所。2.3. 偏倚风险评估使用Cochrane Collaboration的Risk-of-Bias Tool 2（Sterne et al.，2019年），它考虑了五个领域的偏倚风险：（1）随机化过程（例如，随机序列的充分产生和对条件分配的隐藏）;（2）与预期干预的偏差（例如，标准偏差（在预测试）是定义作为SD合并液=（我 们 使 用 随 机 效 应 模 型 和 逆 方 差 加 权 法 评 估 合 并 效 应 量（DerSimonian和Laird，1986）。0.5或更低的效应量被认为是小的，0.5-0.8的效应量被认为是中等的，大于0.8的效应量被认为是大的（Cohen，2013）。在一些研究中（即：Ahmad等人，2020; Ellis等人， 2011; Gibbel，2010; Morris等人，2016; Sethi等人，2010），包括多个干预组，导致在线引导自助干预和对照条件之间的两个比较。我们计算了每个单独比较的效应量，并将两个比较纳入总体荟萃分析。因为这种比较是依赖性的，并且可能通过人为降低异质性而扭曲合并效应量（Borenstein等人，2011），我们进行了一系列敏感性分析，以评估多重比较研究对汇总效应量的影响。首先，我们重新计算了合并效应量，仅包括与该研究中较大效应量的比较。其次，我们通过仅包括与该研究中较小效应量的比较来重新计算合并效应量。最后，我们通过合并该研究中两个干预组的效应重新计算了合并效应量，以在总体荟萃分析中合并我们评估了单个研究对合并效应的影响通过使用保留方法进行额外的影响分析，从而从合格的研究池中依次省略每个单独的研究并进行分析。使用Egger回归对称性检验评估发表偏倚，如果提示不对称，则表明发表偏倚。我们还进行了Duval-Tweedie修剪和填充程序，产生效应量是为了解释导致发表偏倚的缺失研究（Duval和Tweedie，2000）。使用I2统计量评估异质性，以25%、50%和75%的值作为低、中和高（Higgins等人，2003年）。进行亚组分析以探索异质性的潜在来源我们计算了有足够比较的亚组的合并效应量（n =3），包括样本类型（通用或选择性或指示），接触水平（高或中等或低），激励措施的使用（是或否），L. Ma等人互联网干预25（2021）1004274===-==-=纳入荟萃分析的研究（n=19）由于估计值不足而排除研究（n=1）纳入定性合成的研究（n=20）排除的全文研究（n=78）干预不相关（n=23）未报告结局（n=21）参与者不相关（n=17）设计不相关（n =17）确定用于全文审查的研究（n=98）干预（短期或中期或长期）和干预内容（CBT或第三波）。所有分析均使用Stata版本12（StataCorp）进行，p≤0.05视为具有统计学显著性。3. 结果3.1. 研究的选择和纳入从数据库检索和参考文献审查中初步确定了总共3382条记录。在根据合格性标准对识别的引文进行仔细评估后，19项研究被纳入本次综述。PRISMA流程图总结了纳入研究的过程，见图1。1.一、3.2. 纳入研究纳入研究的描述性特征见表1。所有研究都是在2010年之后进行的，主要是在西方国家。这些研究总共包括3074名参与者，样本量为38（Sethi等人，2010）至1162（Viskovich &Paken-ham，2020）。除一项研究外的所有研究（Cook等人，2019年）从指定学院招募参与者。参与者主要在网上招募（n15），而其余4项研究使用现场招募策略。参与者的平均年龄为22.9岁，女性的平均比例为73.4%。在19项研究中，研究使用传统的CBT，八项研究使用第三波CBT，一项研究使用体力活动。有4项研究包括高水平接触，13项研究提供中等水平接触，2项研究涉及整个干预过程中的低水平接触。干预的长度范围为3（Ellis等人，2011; Levin，2014; Sethi 等人，2010）至12 周（Cook等人，2019年），包括6个简短的干预，8个中度干预和5个长期干预。8例被归类为普遍干预，9例被归类为选择性干预，2例被归类为指示性干预。11项研究采用激励措施来促进学生参与该计划，而8项研究没有提供这种补偿。干预措施主要是单独管理，三项研究也涉及组技术。 抑郁症状最常用的测量方法是DASS（抑郁、焦虑和压力量表;n 6）、PHQ（患者健康问卷;n 6）和BDI（贝克抑郁量表;n 5）。大多数研究（n14）使用等待列表控制条件，其他研究使用仅评估（n3）或常规护理（n2）控制条件。对于提供随访评估数据的研究（n7），所有这些研究均支持在长达12个月的随访中维持干预效果。3.3. 偏倚风险评估表2列出了每项研究的偏倚风险评估总结，删除重复项后的研究（n=2437）删除重复研究（n=945）通过数据库检索和参考文献审查确定的研究（n=3382）Fig. 1. PRISMA流程图。通过标题和/或摘要（n=2339）表1纳入研究的描述和特征。测量2013Ellis等人，2011中度焦虑、抑郁或压力：DASS≥ 8、10、15（66）Kessler心理困扰量表得分升高的学生：K1030（39）<现场校园19.7 77 S在线CBT：TheMoodGYM干预（13）在线同伴支持：MoodGarden干预（13）（男）AO（13）Researcher（M）3 YesEustis等人，2018一般（156）在线校园25 79 U基于录取行为干预（78）WL（78）博士生临床心理学（M）4是Gibbel，2010年，患有轻度和中度抑郁大学生：CES-D≥10和第二十五（65）在线校园NS 83 I iCBT（Moodgym）（24）;精神干预（19）AO（22）研究团队成员（M）5、7是-Harrer等人， 20182017压力水平升高的学生：PSS-4≥ 8（150）Online Campus 24.1 75 S iCBT for stress（健康护理压力）（75）WL（75）受训学生（男）定期接触（M）研究助理（男）7、12否3，6是4是-Mailey等人，2010接受心理健康咨询的学生（47）校园内25 68 S PA（26）UC（25）Counselor（M）10 NoMorris等人，2016一般（138）Online Campus 20.5 67 UCBT programs：“Incidence缓解WL（47）标准化电子邮件（L）6是Mullin等人，2015自认为有焦虑或抑郁症状的学生（55）Online Campus 27.9 64 S CBT（30）WL（23）Psychologist（H）6，12 YesRaésaénen等人， 2016自我报告经历某种形式的心理困扰的学生（68）在线校园24 85 S ACT（33）WL（35）训练有素的心理学学生（男）7、48否Richards等人，2016自报GAD症状的学生：GAD-7≥ 10（137）Online Campus 23.8 77 S CBT（70）WL（67）Psychologists（H）6否Sethi等人，2010低至中度抑郁和/或焦虑的一年级学生现场校园19.5 66 S iCBT（Moodgym）（9）;组合面对面+在线CBT（9）AO（10）Psychologists（H）3 YesViskovich&Pakenham，2020年一般（1162）在线校园26.9 67.8 U ACT（596）WL（566）标准化电子邮件（L）4否Ritvo等人，2021本科生（154）网上校园23.1 76 U正念虚拟社区（76）WL（78）Moderators（M）8 Yes LVC PHQ CANCook等人，2019萨拉曼卡-重复思维升高的学生：PSWQ≥ 50; RRS≥ 40（235）Online Public 20.4 83 S CBT（82）UC（77）临床医生（H）12否Sanabria例如，2020有轻度至中度抑郁症状的学生：PHQ≥ 10，<十九（二百一十四）在线校园22.2 71 I CBT（107）WL（一百零七）临床研究7、12否Ahmad等人，2020EI Morr等人，2020本科生（119）网上校园24.8 75 U全正念虚拟社区（40）;部分正念虚拟社区（39）本科生（160）网上校园22.6 79 U正念虚拟社区（79）注. U=通用; S=选择性; I=适用; M=中度; H=高度; WL=等待名单; UC=常规护理; AO=仅评估; LVC=实时视频会议。NS=未指明; BDI=贝克抑郁量表; DASS=抑郁、焦虑和压力量表; PHQ=患者健康问卷; CES-D=流行病学抑郁中心; CCAPS-D=心理症状-抑郁咨询中心评估L. Ma等人互联网干预25（2021）100427作者学生样本（n）招募设置年龄（平均值）女性%样品类型在线干预（n）对照组（n）接触级随访（周）激励组格式症状国家Day等人，轻度至在线校园23.689SCBT（33）中文（简培养的学生六、二十没有–DASS可以5莱文，2014年一年级学生（76）现场校园18.454U中文（简体）中文（简体）Levin等人，一般（79）在线校园2166U中文（简体）中文（简体）心理学（M）中文（简体）主持人（男）8是的LVCPHQ可以中文（简体）主持人（男）8是的LVCPHQ可以L. Ma等人互联网干预25（2021）1004276表2偏倚风险评估。作者随机化过程缺失结局数据结局的测量报告结果的选择总体Day等人， 2013+~ModerateEllis et al.， 2011- ~ +~ High Eustis et al.， 2018~- + ~高吉贝尔，2010 - ~ + ~高哈勒等，2018+~中等Levin，2014- + + ~高Levin等， 2017年~++~中度Mailey等人，2010-++~HighMorris等人，2016~++~中度Mullin等人，2015~+~~中度Réaséanen等人， 2016~~~+的- -一种+的高Richards等人， 2016+LowSethi et al.， 2010&-+~~高ViskovichPakenham，2020~++~中等Ritvoetal.， 2021+~中度Cook等人， 2019++~+中度Salamanca-Sanabria et al.， 2020+-+~HighAhmadetal.， 2020年+++~中等EIMorr等人，2020+++~中度注. + =偏倚风险较低;- =偏倚风险较高; ~=一些问题。L. Ma等人互联网干预25（2021）1004277图二、抑郁症状在线引导自助干预的荟萃分析森林图。L. Ma等人互联网干预25（2021）1004278====≤=-====≥=====-=包括研究。总体而言，偏倚风险在研究间存在差异：只有一项研究完全符合所有其余四个领域，并被归类为低风险; 8项研究显示至少一个领域的高风险，并被归类为高风险; 10项研究被归类为中度风险，因为一个或多个领域出现了问题3.4. 荟萃分析结果我们能够计算出的效果大小，表明在线指导自助干预和控制条件之间的差异，在24个比较，来自19项研究。抑郁症状荟萃分析结果的森林图见图2。在后测时，15项比较（63%）产生了不显著的效应量（95%CI重叠为零），8项比较（33%）产生了小至中等范围的显著效应量，1项比较（4%）产生了显著和大的效应量。后测时抑郁症状的合并效应量为g=0.46（95% CI：0.28（ 95% CI 不 与 零 重 叠 ） 。 抑 郁 症 状 的 异 方 差 分 析 高 且 显 著（I277.6%，p0.001）.<屏幕图的视觉检查表明，Salamanca-Sanabria等人的研究。（2020）（针对轻度至中度抑郁症状的学生）产生了最大的效应量，并且与总体分布不一致。在消除这种可能性之后，离群值的合并效应量降至0.36（95%CI：0.26-0.45），异质性变为不显著，降至较低水平（I213.2%; p0.28）。 由于它对世界的合并效应量，我们从随后的分析中排除了这项研究在多重比较研究的敏感性分析中，当去除与来自同一研究的较小效应量的比较时，得到的效应量为g0.38（95% CI：0.27-在荟萃分析中考虑了型坯。异源性不显著，并保持在低水平（所有I225%;所有p>0.05），这些分析。这些结果表明，与总体分析中发现的结果相比，合并效应量无实质性变化。在个体研究的影响分析中，合并效应量范围为Harrer等人（2018）排除研究后的0.31（95% CI：0.24 -0.39）至Viskovich和Pakenham（2020）删除研究后的0.40（95% CI：0.30-0.50）。没有说明适用分析中存在显著异质性（均为I20;均p>其中任何一项研究都被忽略了。总体而言，这些分析表明，删除个别研究不会导致实质性的表3通过假设变量进行亚组分析。合并效应量的变化。我们进一步评估了5项研究的影响，其中等待名单控制条件没有使用，从分析中省略这些研究。异质性不显著且较低（I2=20.5%;p=0.23），得到的效应量为g0.38（95% CI：0.27-0.48），与总体分析相比没有实质性变化。进行了类似的分析，以评估涉及基于组的组件的三项研究的影响。由此产生的效应量再次为g0.38（95% CI：0.27-在总体荟萃分析中，没有证据表明漏斗图不对称，因为Egger检验不显著（p0.09），表明发表偏倚水平较低。在修剪和填充方案下，调整后的效应量稳定（g0.35; 95% CI：0.26亚组分析结果见表3。没有一假设变量解释了任何显著的亚组间差异（均P>0.05）。我们重点分析了这些干预措施在特定关注亚组中的效果是否显著。在使用通用（g=0.27;95% CI：0.180.37-高（g = 0.42，95% CI：0.10-0.74）、中（g = 0.40，95% CI：0.10-0.74）、高（g = 0.42，95% CI：0.10-0.74）、中（g = 0.40，95% CI：0.10-0.74）、低（g = 0.40，95% CI：0.10-0.74）、高（g = 0.40，95%CI：0.10-0.74）、低（g = 0.40，95% CI：0.10-0.74）、低（g = 0.40，95% CI：0.10-0.74）、高（g = 0.40，95% CI：0.10-0.74）、低（g =0.40，95% CI：0.10-0.74）、95% CI：0.290.13-（g0.32; 95% CI：0.21-0.44）。在这些亚组分析中，异质性较低且不显著（所有I><25%;所有p <0.05）。我们还进行了亚组分析，以检查研究质量对干预效果的潜在影响。基于归类为高偏倚风险的比较的效应量为g=0.45（95% CI：0.27中度偏倚风险为0.29（95%CI：0.20-0.39）。在这些分析中，异质性保持较低且不显著（均为<10%;均为p> 0.05），差异无显著性（p0.52）之间这些亚组，表明结果是稳健的，尽管包括混合质量的研究。我们还试图研究在线指导自助干预对大学生抑郁症状的长期有效性。然而，由于随访间隔不同（范围为6至60周）的研究数量较少（n7），亚组编号亚组间效应量P值比较干预条件对照条件Hedgeg（95% CI）异质性样品类型通用10 1077 967 0.27（0.18，0.36）I2= 0，p=0.71选择性11 393 358 0.47（0.30，0.64）I2=16.9%，p=0.28干预时间Brief 8 795 745 0.29（0.16，0.42）I2=6.1%，p=0.38中度9 375 302 0.52（0.37，0.68）I2= 0，p=0.66长型6 343 300 0.25（0.09，0.41）I2= 0，p=0.56联系方式高5 200 177 0.42（0.10，0.74）I2= 43.8%，p=0.13中度15 626 557 0.40（0.29，0.52）I2= 0，p=0.50低3 687 613 0.24（0.13，0.34）I2= 0，p=0.98使用奖励0.92是16 598 469 0.36（0.23，0.48）I2= 0，p=0.64No 7干预内容9158780.39（0.21，0.57）I2= 52.0%，p=0.050.99CBT三波121044410433569660.42（0.27，0.57）0.32（0.21，0.44）I2= 6.6%，p=0.38I2= 15.2%，p=0.30L. Ma等人互联网干预25（2021）1004279≤随访数据不足（例如，随访评估仅在干预条件下进行），我们无法计算随访效应量，表明在线指导自助干预和控制条件之间的长期差异。4. 讨论这项荟萃分析检查了19项研究，使用在线指导自助干预措施，以解决抑郁症状，共3074名大学生。我们发现，与没有接受干预的学生相比，参与这些干预的学生报告的抑郁症状水平较低。在这项荟萃分析中发现的效应量是适度的，但与Harrer最近的荟萃分析中报告的效应量相比是有利的，Harrer最近的荟萃分析结合了针对大学生的引导和非引导的基于互联网的干预措施。 这种强化效应可能归因于当前荟萃分析中对引导式自助干预的关注，因为在一系列其他目标群体中，发现引导式在线干预与无引导式在线干预相比具有更强的效果（Heberet al.， 2017;Richards和Richardson，2012; Karyotaki等人， 2021年）。我们的分析发现，不同接触水平的在线指导自助干预没有显著差异（例如，治疗师，教练，或标准化的电子邮件），这表明这种干预可能会产生等效的效果。作为支持，另外两项荟萃分析报告了关于治疗师与非治疗师支持的在线干预对一般人群中抑郁症的等效疗效的类似结果（Richards和Richardson，2012; Newby等人，2016年）。然而，未能发现显著差异可能是由于缺乏功效，因为我们的分析基于相对较少的研究。因此，需要进一步的研究来确定是否基于互联网的干预涉及不同程度的接触将产生相同的效果，为解决抑郁症状的大学生。在线引导自助在以下方面表现出显著效果普遍的和选择性的样本之间的干预，虽然没有显着更大的影响选择性干预。与不同抑郁症干预计划的多项荟萃分析相反，这些分析支持选择性样本与通用样本之间的优越效果（Horowitz和Judy，2006; Merry等人， 2004; Stice等人， 2009），我们的分析指出，在大学背景下，这些样本中的在线指导自助干预措施具有同等效果的潜力。这是可能的，在线指导自助干预更大的吸引力，特别是当普遍管理的大学生。然而，根据目前的证据得出明确的结论还为时过早，需要进行更多的研究在我们的分析中，有激励和无激励的在线指导自助干预的效果大小都是显著的，并且具有可比性。虽然提供激励可能会吸引更多的学生参与，但不显著的亚组间结果强调了未来研究的重要性，以确定大学在更大范围内实施什么是具有成本效益的。与那些纯粹自愿参加的学生相比，那些以补偿为条件参加该项目的学生可能会认可较低水平的抑郁症状。因此，与自愿提供的方案的效果大小相比，通过纳入更多处于低风险状态的学生，可以减轻提供激励的方案的效果大小。随着越来越多的在线指导自助干预研究的进行， 重新审视提供激励是否真正影响干预效果的问题将是有益的。我们 分析 指示 没有 显著 差异 线上有指导的中等长度自助干预措施和较短或较长的干预措施。这些发现并没有重复其他荟萃分析的结果，后者表明中等长度的干预效果明显更强（Harrer等人，2019; Heber等人，2017年;理查兹和理查德森，2012年）。 从理论上讲， 较长的干预措施使参与者能够更充分地反思课程内容，并练习态度和行为改变技能。然而，这种情况可能有一个上限，因为过长的方案可能对青年没有吸引力，导致辍学率增加，削弱干预效果。因此，需要进一步的试验来确定干预长度是否与改善的结果相关，如果是，这种干预的最佳持续时间。这项荟萃分析还研究了传统CBT和第三波CBT之间的差异。在Harreret al.的荟萃分析，作者发现基于CBT原则的项目对大学生抑郁症状的影响显著高于其他项目。然而，他们在分析中使用了更广泛的CBT定义，将传统和第三波CBT结合起来，并且没有比较不同CBT策略之间的效果。因此，该荟萃分析为Harrer et al.的方法相结合的传统和第三波CBT，因为我们发现这些策略之间没有显着差异。随着研究的积累，值得进一步探索的是，为不同的干预策略提供指导是否有助于更大程度地减少抑郁症状。例如，如果提供一些指导，第三波CBT可能会更有效，而增加指导可能不会对传统CBT的效果产生显著影响。在我们得出关于这些不同干预策略的优越性的明确结论之前，还需要进一步研究直接比较传统和第三波CBT与相同水平的指导。这项荟萃分析没有预先注册，有几个局限性-选择。首先，仅确定了2021年4月1日之前的英语论文，这可能会忽略潜在的密切相关研究（例如，更多当前或非英语研究）纳入荟萃分析。其次，该荟萃分析集中于非活性对照条件，并且荟萃分析中包括的许多研究的质量是可变的，这可能会对这些干预的功效产生夸大的估计（ Cuijpers 等 人 ， 2010 b; Sterne 等 人 ，2000; Thornton andLee ，2000）。第三，这项荟萃分析仅限于检查在线指导自助干预措施的随访效果，因为许多研究没有报告长期结局，而报告这些数据的研究采用了不同的随访间隔。第四，该荟萃分析包括一系列基于少量研究（n10）的亚组对比，其中许多研究的样本量较小，限制了我们的分析以检测亚组间的显著差异。这项荟萃分析有几个含义。首先，它强化了在线引导自助干预与大学生抑郁症状的适度减少