基于互联网的"按需"治疗师指导与无支持在治疗耳鸣中的作用：一项研究

互联网干预2（2015）189“按需“治疗师指导与无支持在通过互联网治疗耳鸣中的作用Julia Rhekera，b，Gerhard Anderssonb，c，Cornelia Weisea，ba德国马尔堡菲利普斯大学临床心理学和心理治疗系心理学系b瑞典林雪平大学瑞典残疾研究所林奈中心行为科学和学习系c瑞典斯德哥尔摩卡罗林斯卡医学院临床神经科学系a r t i c l e i n f o文章历史记录：2014年12月19日收到2015年3月17日收到修订版2015年3月17日接受2015年4月17日在线发布保留字：基于互联网的自助式面试治疗指导预期预测器a b s t r a c t目的：基于互联网的认知行为自助治疗（iCBT）已被证明可以成功减少耳鸣相关的痛苦。尽管取得了这一成功，但人们对耳鸣患者的iCBT工作机制知之甚少。假设最低限度的治疗支持的可用性对iCBT的治疗结局有积极影响，但所需支持的下限尚不清楚。在面对面治疗中，患者的积极结果预期已被证明对结果具有有利影响。因此，我们研究的第一个目的是调查耳鸣患者iCBT中“按需”治疗指导与无治疗支持对治疗结果的作用。我们的第二个目的是调查积极的结果预期是否可以预测治疗结果。方法：将112例耳鸣患者随机分为两组（按需支持组和无支持组）。两组都接受了既定的iCBT治疗耳鸣。虽然支持组（n=56）的参与者可以要求治疗师提供额外的支持，但另一组（n=56）的参与者没有接受治疗指导。 通过耳鸣障碍量表（THI）和迷你耳鸣问卷（Mini-TQ）在治疗前后评估耳鸣困扰。使用患者治疗期望和评价问卷（PATHEV）评估治疗前结局期望结果：从治疗前到治疗后，我们观察到两组THI（支持：t（55）=7.51，p≤.001;不支持：t（55）=7.68，p≤.001）和Mini-TQ（支持：t（55）=8.24，p≤.001;不支持：t（55）=8.46，p≤.001）的耳鸣困扰显著减少，但两组之间或相互作用之间无显著差异的PATHEV子量表结论：iCBT自助计划是一个很好的治疗选择耳鸣患者是否支持按需提供。此外，我们的研究结果表明，结果预期的重要性iCBT在耳鸣患者的疗效未来的研究应该集中在发现治疗结果的进一步预测因素上© 2015作者。由爱思唯尔公司出版这是一篇CC BY-NC-ND许可下的开放获取文章（http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/）中找到。1. 介绍听觉被称为声音的感知（例如，振铃，嘶嘶声）而没有任何外部声音刺激（Lockwood等， 2 0 0 2）。研究表明，2 - 9%的患者是由痛苦性耳鸣引起的（Hasson等人，2010; Kuttila等人，2005;Pilgramm等人，1999; Shargorodsky等人， 2010年）。 慢性耳鸣可引起若干相关问题，例如，睡眠问题、注意力不集中或抑郁症状（Andersson等人，2004; Henry等人，2005年），从而严重影响患者的质量*通讯作者：心理学系，临床心理学和心理治疗部，Philipps-University Marburg，Gutenbergstraße 18 ， D-35032 Marburg ， Germany. 联 系 电 话 ： +49 64212824054。电子邮件：julia. r h e k e r@ staff. 我-我是一个很棒的人。de（J. Rh ek er）。生活和生活方式（Kennedy et al.，2004年）。没有治愈慢性耳鸣的医学治疗的证据（Baguley等人，2013年）。与耳鸣相关的痛苦可以通过认知行为治疗（CBT; Hesser等人，2011;Martinez-Devesa等人，2009;Weise等人， 2008年）。不幸的是，缺乏提供耳鸣特异性治疗的临床医生（Gander等人，2011年）。因此，目前的研究越来越多地集中在作为耳鸣患者治疗选择的CBT自助上（Nyenhuis等人，2013 a，b），特别是通过互联网提供的自助计划（iCBT; Andersson，2014）。结果对于减少耳鸣困扰和相关问题（例如， Hesser等人，2012; Jasper等人， 2014年）。特别是对于耳鸣患者来说，iCBT的优势不仅仅是让更多的患者获得治疗。 耳鸣患者通常对他们的耳鸣具有主要的躯体感知，这表明传统的心理治疗可能具有较低的表面有效性（Weise等人，http://dx.doi.org/10.1016/j.invent.2015.03.0072214-7829/© 2015作者。由爱思唯尔公司出版这是一篇基于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杂志首页：www.invent-journal.com/190J. Rheker等人 /互联网干预2（2015）189 - 1992008; Wickramasekera，1989）。 一些患者害怕被心理治疗污名化，因此避免寻求心理健康治疗（Kendra等人， 2014年）。 iCBT可能有助于克服这些问题，因为它更匿名，减少了去看心理治疗师的耻辱，并且它首先看起来更技术化，更少“心理“（Cuijpers等人，2008; Gega等人， 2013年）。虽然iCBT的有效性已在几项随机对照试验（RCT）中被证明对几种疾病有效，但我们不知道是哪些因素使其起作用。在传统的面对面治疗中，共同因素，如治疗关系，治疗师的信心，和患者的结果期望被认为对 治 疗 结 果 有积 极 的 影 响 （ Lambert 和 Ogles ， 2004; Lambert ，2005）。关于互联网提供的治疗的研究已经检查了其中的一些，特别是治疗支持和期望的作用（Andersson等人，2013; Boettcher等人，2013;Carlbring和Andersson，2006;Palmqvist等人，2007; Spek等人，2007年）。然而，关于期望在iCBT中的作用的发现是混合的（例如，Boettcher等人，2013;Kaldo等人， 2008），结果显示至少最小治疗支持的存在被认为在iCBT的有效性中起重要作用（例如， Baumeister等人，2014年）。几项随机对照试验（RCT）已在耳鸣患者中使用治疗支持解决了iCBT，并重新制定了药物有效性标准（Cohen’s d在0.73和1.34之间），从而证明了治疗减轻耳鸣困扰的有效性（Andersson et al.，2002; Hesser等人，2012; Jasper等人，2014; Kaldo等人，2008年）。Nyenhuis等人（2013 b）研究了接触最少的iCBT，并报告了iCBT与对照组相比的较大效应量。在一项常规临床环境下的非对照试验中，Kaldo 等人（2013）评价了耳鸣患者的两种平行干预措施，即治疗师支持的iCBT和最小支持的低强度iCBT。 他们检测到减少耳鸣困扰以及缓解相关症状的小到中等效应量;他们表明低强度iCBT可能是有希望的，特别是对于困扰较少的参与者或无法参与完全指导的iCBT的患者（Kaldo等人， 2013年）。 虽然这些结果是令人鼓舞的，但没有RCT将无指导与有指导的iCBT结合耳鸣进行比较，因此我们无法知道是否有或没有支持的iCBT对耳鸣患者更有效，或者它们是否同样有效。 以前的iCBT研究调查耳鸣以外的疾病，在治疗支持对治疗结果的影响方面产生了不同的结果。尽管几项研究提供了治疗指导对治疗结果具有有利影响的证据（Baumeister等人，2014; Johansson和 Andersson，2012; Palmqvist等人 ，2007;Spek等人，2007; Titov和Andrews，2008），其他人没有获得有利于支持的iCBT的结果（Berger等人，2011; Furmark等人， 2009年）。考虑到这些治疗指导的混合结果，人们可能会想知道实际上需要多少治疗师的投入当依赖于以前的研究时，这个问题很难回答，因为大多数研究提供了固定的支持量（例如，每个治疗周结束时的反馈），而不是让患者选择他们是否真的需要支持。因此，我们认为值得研究的是，如果患者可以选择，他们实际上会要求多少支持，以及与计划的支持或无指导的干预相比，结果是否会有所不同Berger等人在这个方向上进行了一次尝试。（2011）在一项关于社交焦虑症患者的研究中。他们比较了一个治疗组，其参与者可以决定他们是否需要额外的电子邮件和电话支持，一个干预组接受每周定期支持和一个无指导的干预组。在任何结果测量中均未观察到显著的组间差异然而，所需的支撑量可能根据条件而不同，即，社交焦虑症或失眠症患者可能比抑郁症患者需要更少的指导（Andersson，2014）。关于耳鸣，患有显著的共病障碍如焦虑症、抑郁症或甚至人格障碍的患者（Andersson等人，2004年;Erlandsson和Erlandson，2006年; Zirke等人，2010; Zöger等人，2006）可能需要更多的支持比那些干扰性耳鸣和相关问题较少。因此，我们需要仔细研究计划支持、按需支持或无指导iCBT的作用如前所述，除了治疗支持外，患者的结局预期可能在iCBT的有效性中发挥关键作用在传统的面对面心理治疗中，我们知道结果预期与治疗的感知可信度密切相关假设治疗如何适应个体需求; Constantino等人，2005 年 ） 。 结 果 期 望 和 感 知 可 信 度 通 常 通 过 可 信 度 期 望 问 卷（CEQ;Devilly和Borkovec，2000 ）或C量表（Borkovec 和Nau，1972）一起评估。结果期望和可信度在iCBT研究中越来越多地被研究研究已经检测到CEQ或C量表评估的可信度/期望与耳鸣困扰的减少之间没有关系（Jasper等人，2014; Kaldo等人， 2008年）。对耳鸣以外的疾病的进一步iCBT研究显示关于可信度/期望与结果之间的关系的混合结果（Boettcher等人，2013; Hedman等人，2012年、2013年）。 使用CEQ或C量表确实有缺点，即可信度和结果预期通常被解释为一个结构，尽管有些人认为不同形式的预期应该分开考虑和调查（Devilly和Borkovec，2000; Greenberg等人，2006; Schulte，2008）。因此，我们认为值得分别研究不同形式的结果期望（如改善的希望、可信度或对改变的恐惧）与实际治疗结果之间的关系正如上述研究所揭示的，治疗的作用通过iCBT减少耳鸣困扰的指导和不同形式的结果预期的影响仍然不清楚。 由于不同的研究已经证明了iCBT在缓解耳鸣困扰方面的一般效果，下一步重要的是调查哪些因素使iCBT起作用，或者特别是哪些因素与更好的治疗结果相关。 这一步是iCBT进一步实施到耳鸣的常规保健的必要先决条件。 因此，我们的研究有两个主要目的，即（1）检查治疗支持在减轻耳鸣困扰中的影响，以及（2）调查哪种患者的期望与更好的治疗结果相关。我们进行了一项随机对照试验，其中耳鸣患者被分配到iCBT，接受按需支持或不接受治疗支持。先前的耳鸣iCBT研究结果使我们预测，引导iCBT将导致比不支持iCBT更强的改善。此外，我们假设更高的结果预期将与耳鸣困扰的更大减少相关2. 方法2.1. 参与者参与者通过广告，网站和杂志上的文章，以及通过参加耳鸣iCBT研究的等待名单招募研究的入选标准为：（1）年龄至少18岁;（2）耳鸣持续时间超过6个月;（3）至少轻度耳鸣困扰（定义为耳鸣量表总分≥18分）。障碍清单（THI; Newman等人，1996年）或≥ 8在迷你-（4）上网能力;（5）掌握阅读文本所需的德语知识;(6)在治疗开始前由耳鼻喉科医生进行检查（通过自我报告评估）;（7）根据常见精神障碍的基于网络的筛查问卷（WSQ; Donker等人，2009）;（8）WSQ评估无自杀风险;（9）既往未参与J. Rheker等人 /互联网干预2（2015）189 - 199191类似的研究;（10）没有进行耳鸣的心理治疗;（11）耳鸣是主要问题（例如，耳鸣不是梅尼埃病的结果在研究开始前，告知参与者研究设计和治疗所有人都签署了书面知情 同 意 书 。 我 们 研究 中 心 的 伦 理 委 员 会 批 准 了 研 究 方案 ， 并 在www.clinicaltrials.gov（NCT 01927991）上注册2.2. 程序为这项研究建立了两个网页。一个网站载有关于这项研究的一般信息，可在互联网上免费查阅。另一个网站是治疗门户网站，包括一个消息传递系统;只能使用个人研究代码和密码访问（Andersson，2014）。有兴趣参与我们研究的耳鸣患者可以回答Mini-TQ上的信息作为第一个筛选页面。至少有轻度耳鸣困扰的患者（≥8在Mini-TQ中）自动收到我们研究注册表的链接注册后，参与者可以在线填写整个研究问卷，作为治疗前的评估。调查问卷包括人口统计学、耳鸣特征和研究特异性指标（包括耳鸣障碍量表（THI））等问题。参与者还被问及他们的首选治疗（“如果你要选择，你更喜欢哪种治疗（支持或非支持组）？”）。关于学习的决定根据我们的入选和排除标准进行入选。如果存在截止标准，例如，如果参与者患有严重抑郁症或有自杀倾向（根据WSQ的评估），他们将被电话告知以进行进一步的诊断。如有必要，将向被排除在外的个人提供如何寻求进一步帮助的咨询和信息。入选后，参与者被随机分配到两组中的一组：iCBT与按需支持，或iCBT没有支持（非支持组）。两组接受相同的治疗，然而，提供的治疗支持量在组间不同。两组受试者的基线特征没有差异（见表1）。由独立心理学家使用应用伪随机数算法的在线服务（www.randomization.com）进行随机化根据注册日期，在两个区组中进行随机化。相应地，在两个不同的时间点（2012年10月或2013年5月）开始治疗参与者在每个时间点被随机分配到按需支持组或非支持组治疗后立即进行的后评估主要包括与预评估相同的措施，并包括对治疗满意度的问题。在治疗结束后一周进行额外的电话访谈 为了在整个干预过程中提高他们的依从性，通过电子邮件提前告知参与者这次访谈（Andersson等人，2009年）。两组的参与者都收到了关于表1样品特性。特性支持不支持群体差异（n= 56）（n= 56）年龄（岁），M（SD）51.09（11.02）54.14（12.63）t（110）=−1.36，p=0.176女性人数，n（%）公民身份，n（%）21（37.5）21（37.5）χ2（1）=0.0，p=1.00χ2（2）=2.16，p=0.340德国53（94.6）49（87.5）德语其他–1（1.8）其他最高教育水平，n（%）3（5.4）6（10.7）χ2（2）=0.44，p=0.978没有学位––中学23（41.1）22（39.3）a级11（19.6）11（19.6）学历学位就业，n（%）22（39.3）23（41.1）χ2（3）=3.38，p=0.336采用38（67.9）36（64.3）失业1（1.8）4（7.1）退休7（12.5）10（17.9）其他10（17.9）6（10.7）已婚，n（%）耳鸣响度，n（%）39（69.6）38（67.9）χ2（1）=0.42，p=0.838χ2（2）=0.58，p=0.747轻微1（1.8）2（3.6）中度29（51.8）31（55.4）严重26（46.4）23（41.1）听力障碍持续时间（年），M（SD）听力障碍，n（%）9.54（9.23）12.51（12.86）t（99.77）=-1.41，p=0.162χ2（3）=1.44，p=0.697没有一11（19.6）15（26.8）轻微26（46.4）22（39.3）中度14（25.0）12（21.4）严重5（8.9）7（12.5）耳鸣窘迫，M（SD）THI62.14（17.41）57.32（16.32）t（110）=1.51，p= 0.133Mini-TQ18.00（3.96）16.68（3.82）t（110）=1.80，p= 0.075抑郁症状。（PHQ-9），M（SD）10.36（5.13）9.52（4.03）t（110）=0.96，p= 0.338期望值（PATHEV），M（SD）改善的希望15.27（2.68）15.04（2.65）t（110）=0.46，p= 0.646适用性14.98（2.69）14.57（2.17）t（105.24）=0.89，p=0.375害怕改变组偏好，n（%）4.14（1.35）3.91（1.13）t（110）=0.98，p= 0.327χ2（2）=0.16，p=0.921支持29（51.8）29（51.8）不支持4（7.1）3（5.4）没有偏好23（41.1）24（42.9）注：THI =耳鸣障碍量表; Mini-TQ =耳鸣问卷; PHQ-9 =患者健康问卷; PATHEV =患者治疗期望和治疗评价问卷;改善希望= PATHEV子量表;适用性= PATHEV子量表;害怕变化=PATHEV子量表。192J. Rheker等人 /互联网干预2（2015）189 - 199治疗后的采访 后续措施包括治疗后12个月进行评估。通过电子邮件联系患者，并要求在线填写问卷，与治疗后问卷相同。四周后，未能填写在线问卷的参与者（在此期间他们收到了两次提醒）通过普通邮件收到了问卷和一个预付信封，并被要求将其邮寄回给我们。2.3. 措施2.3.1. 主要结局指标Mini-Tintin问卷（Mini-TQ; Hiller和Goebel，2004）和德语版Tintin障碍量表（THI; Kleinjung等人，2007; Newman等人，1996）被用来评估耳鸣困扰和严重程度。Mini-TQ包含12个项目，是完善的耳鸣问卷（TQ;Goebel和Hiller，1992）的缩短版本，证明在检测治疗期间的改善方面与TQ同样有效（Hiller和Goebel，2004）。我是说，我是说。89，并且对于门诊患者，它是Cronbach’sα= 0.87，对于住院患者，它是Cronbach’sα= 0.90（Hiller和Goebel，2004），在本研究中它是Cronbach’sα=0.79。作者建议在对耳鸣严重程度进行分类时使用不同的截止分数：1至7分表示临床相关的耳鸣困扰; 8至12分表示中度困扰;13至18分表示重度耳鸣困扰; 19分以上表示最严重的困扰。THI包含25项，并且是国际上公认的并且在耳鸣治疗研究中经常使用的测量（Hesser等人，2012; Kaldo等人，2008年）。它具有良好的心理测量特性，具有Cronbach α =.93的内部一致性（Newman等人，1996）和与TQ的r = 0.70的相关性（Kleinjung等人， 2007年）。本研究的内部一致性为Cronbachα= 0.89。就像Mini-TQ一样，耳鸣的严重程度可以分为不同的等级：0到16之间的分数表示没有障碍; 18到36之间的分数表示轻度耳鸣严重程度; 38到56之间的分数表示中度耳鸣严重程度; 58到100之间的分数被认为是严重耳鸣。2.3.2. 次要结局指标使用患者健康问卷（PHQ-9）的抑郁量表的德语版本来评估抑郁症状（Löwe等人，2002年）。根据DSM-IV，它的九个问题中的每一个都涵盖了抑郁症 Cronbach α = 0.88，在当前样本中Cronbach α=0.82，与医院焦虑和抑郁量表（Zigmond和Snaith，1983）的相关性为r = 0.74，PHQ-9显示出良好的心理测量特性，并且是在医疗环境中评估抑郁症状时的国际标准测量（Gilbody等人， 2007年）。为了评估参与者对治疗结果的预期，我们进行了患者治疗预期和评估问卷调查（PATHEV;Schulte，2005）。PATHEV由三个分量表组成，在原始研究中，α=0.73（ 在目前的样本中，α =0.62（“害怕改变”），α = 0.67（“适应性”），α = 0.82（“改善的希望”）。“改善的希望“量表评估患者对治疗可以帮助他们解决问题的程度（例如，“我相信我的问题最终会得到解决的。“对改变的恐惧“解决了参与者对治疗的负面影响的恐惧程度（例如，“我时不时地担心，一旦我的问题消失了，所有的事情都会改变。”）子量表“适合性“测量患者对他们已经找到正确治疗的信心程度（例如，“我找到了正确的治疗方法。治疗的满意度进行了评估，在我们的网站尚未公布的措施它由13个项目组成（例如，“自助满足了我的期望。”），这些问题的回答是在6分Likert量表上，从“我完全不同意”到“我完全同意”。项目加载在一个因子上，加载在.70和0.93在目前的样本。本研究的内部一致性为α= 0.94。2.4. 治疗两种治疗均基于 Anderssonet al. （2002 ），后来由 Kaldo 和Andersson（2004）以及Kaldo et al. （2008年）。 它已被翻译和修改，以供在德国使用（有关德国改编的详细信息，请参见Jasper等人， 2014年）。 治疗持续10周，包括12个强制性模块和6个可选模块，可通过治疗门户网站下载PDF文件。治疗模块被单独分配给每个参与者，并根据每个参与者的个人治疗计划每周在线提供与先前使用的iCBT（Andersson等人，2002; Jasper等人， 2014），我们在治疗中添加了自动消息传递系统，因为有证据表明它促进了治疗完成（Titov等人， 2013年）。 为了能够下载下一周的PDF文件，参与者必须通过选择三个答案中的一个来回答关于他们的治疗过程的问题（三个答案类别是：（1）“我已经评估了模块，并希望下载下一个培训周的材料。";（2）不过，我还是想下载下一个培训周的材料。"; （3）“我还没有评估这些模块，想下载旧的培训材料。”）。根据他们的回答，参与者会收到一封自动发送的电子邮件，在邮件中，他们要么被称赞为治疗工作，要么被激励在下周这样做。一般内容（即，赞美或激励参与者）的电子邮件每周都是一样的，但我们试图改变电子邮件的写作方式，以避免无聊的病人，因为这可能会使他们停止阅读这些信息。两个治疗组的电子邮件相同两组之间提供的治疗支持量不同（按需支持vs.没有支持），并在下面描述2.4.1. 按需支助一半的参与者被随机分配到“按需支持”条件下，因此，到个人“治疗师”。治疗师的角色是在出现问题时帮助参与者使用自助材料。这与提供支持的正常方式形成对比，通常包括提交作业后24小时内的预定支持（安德森，2014）。此外，治疗师的任务是激励，鼓励和激励参与者对材料进行工作。参与者可以通过电子邮件联系他们单独指定的治疗师，在需要时寻求支持。然而，在治疗五周后，通过他们的私人电子邮件地址联系了两周半没有登录治疗门户网站的参与者，并询问他们是否有问题需要帮助。治疗师是三名高级心理学学生，由一名有耳鸣治疗经验的持牌治疗师监督2.4.2. 不支持另一半的参与者被分配到无支持条件下，也被随机分配到个人联系人。与按需支持组中的个人“治疗师”不同，我们称此人为“个人联系人“，因为他或她主要是 在治疗开始时，参与者被指示自己进行治疗，并“成为自己的治疗师”。然而，出于伦理考虑，我们需要在任何症状明显恶化的情况下提供治疗支持，或者如果训练出现问题，J. Rheker等人 /互联网干预2（2015）189 - 199193学员继续接受培训。我们通知与会者，在这种紧急情况下，他们可以与联系人取得联系。 如果在非支持条件下的参与者解决了联系人，请求通常以中立，非激励，非赞扬但友好的方式回答。如果问题与模块内容有关，联系人没有具体回答问题，而是建议重新阅读模块中提供的信息只有当a）怀疑症状严重恶化; b）参与者询问因病或假期缺席后如何继续，或（c）参加者写信说他们想结束培训。在这些情况下，与会者收到了关于如何进行的确切建议。2.5. 统计分析在招募之前，用G*Power计算样本量（Faul等人， 2007年）。 为了揭示小的时间x组相互作用效应（f = 0.1，α= 0.05，β = 0.8），估计的总样本量为n =98. 由于预计辍学率约为10%，我们决定招募约108名患者用IBM SPSS 21.0程序进行统计分析在使用测试和χ2测试时，基线缓存通常是零。由于12.5%的参与者没有回答后问卷，我们使用IBM SPSS21.0提供的多重插补方法估计评估后THI、Mini-TQ和PHQ-9的缺失值 。 默 认 情 况 下 ， 这 种多 重 插 补 方 法 使 用 马 尔 可 夫 链 蒙 特 卡 罗（MCMC）方法来替换缺失数据（Asendorpf等人，2014年）。为了检验治疗前至治疗后上述三项指标在组内和组间的差异，对重复测量进行了方差分析（ANOVA），包括因素时间（治疗前和治疗后）和组（按需支持和无支持），然后进行了配对t检验，采用Bonferroni校正显著性水平（α= 0.008）。还计算了组内和组间效应量（Hedges'g）统计学显著变化不等同于临床相关变化因为他们没有提供有关心理治疗效果的信息（Jacobson和Truax，1991）。因此，我们根据Jacobson和Truax（1991）定义的可靠变化指数（RCI）计算了每位参与者的THI和Mini-TQ的临床显著变化。可靠变化（RC）是通过考虑患者的前测（x1）和后测（x2）评分以及这两个评分之间的标准差（Sdiff）计算的：RC=（x2− x1）/Sdiff。根据作者，≥1.96的可靠变化表明临床显著改善，而可靠的变化≤-1.96表示可靠的恶化（Jacobson和Truax，1991）。在我们的研究中，当两项指标的RCI均达到1.96时，参与者被视为临床显著改善，即THI和Mini-TQ。仅计算完成者的临床显著变化对于12个月时的随访数据，我们分析了完成者数据，因为从术后评估到随访评估的数据丢失率较高 与术前至术后数据一样，我们还对重复测量进行了ANOVA，以检验三个时间点（术前、术后、随访）组内和组间的差异。随后再次计算配对t检验和Bonferroni校正的显著性水平（α= 0.006）。使用完成者数据，通过线性回归模型研究结局预期对治疗结局的影响。将THI的变化评分（治疗前-治疗后）作为因变量输入模型。对于数据输入，使用分层输入方法作为预测因子，以选择从先前研究中已知的预测因子。在第一步中，将人口统计学变量（性别、年龄、耳鸣持续时间（以月 计 ） 、 根 据 Klockhoff 和 Lindblom 评 级 的 耳 鸣 响 度 ;Klockhoff 和Lindblom，1967）作为预测因子输入模型中在第二步中由于参与者在随机分配到两个治疗组之前回答PATHEV，并且组间因变量无显著差异，因此我们没有分别对两组此外，随着七图1.一、参与者在研究中的流动。194J. Rheker等人 /互联网干预2（2015）189 - 199如果模型中没有输入预测因子，两组的样本量就会太小（Field，2013）。在整个研究过程中，我们试图遵循“执行和报告互联网干预研究指南”（Proudfoot et al.， 2011年）。3. 结果3.1. 参与者流动和基线特征如图1所示，在完成初始筛选的264名受试者中，112名受试者符合所有入选标准，并被随机分配至两个治疗组之一在后评估时，按需支持组中有5名参与者和非支持组中有9名参与者未能填写后问卷，导致总计12.5%的数据缺失在随访时，另外11名支持组患者和另外15名非支持组患者没有填写问卷，这意味着从预评估到随访的参与者总数约为36%。除了缺失的数据，我们还定义了一个脱落标准，以指定那些没有完成治疗（但填写了事后问卷）的参与者。当受试者在治疗后半期内不再登录治疗门户网站时，将其视为治疗脱落。该标准的依据是，要下载大多数模块，必须在治疗时间的后半段访问治疗门户网站至少一次根据这一定义，按需支持组的9名参与者和非支持组的11名参与者被归类为脱落者，组间差异无统计学意义（χ2（1）=0.24，p= 0.622）。表1显示了每组基线时的人口统计学、耳鸣特异性特征、结局指标和组偏好。如t检验和χ2检验所示，在任何变量中，组间均无显著的治疗前根据THI和Mini-TQ的评估，参与者平均患有严重的耳鸣困扰。根据Mini-TQ测量，基线时的严重程度范围为8至24，即中度至最严重的痛苦。THI的范围是26到98，这意味着患者从轻微到严重的痛苦。3.2. 治疗前至治疗后3.2.1. 主要结局多变量分析显示，通过THI和Mini-TQ测量的总体改善具有显著的时间效应（p≤.001）。然而，与我们的假设相反，时间和群体的群体效应和交互作用效应都不显著。事后检验结果显示，来自按需支持组和非支持组的参与者在THI和Mini-TQ上有所改善（见表2）。这些结果表明，两组经历了减少耳鸣相关的困扰，通过研究.3.2.2. 次要结局在ANOVA中，PHQ-9的时间效应显著（p≤.001）。同样，我们既没有观察到显著的群体效应，也没有观察到显著的相互作用。额外的事后检验显示，只有按需支持组的参与者在PHQ-9上有显著提高（见表2），但缺乏互动表明，组间差异是不可靠的。3.2.3. 效应量和临床显著变化在耳鸣特异性指标（THI，Mini-TQ）上，按需支持组和非支持组均显示出较大的组内效应量（Hedges' g在0.99和1.40之间）。按需支持组对PHQ-9的效应量在小范围内（g=0.47;表2）。根据我们的标准（THI和Mini-TQ的RCI至少为1.96），按需支持组的27名参与者（48.2%）组间差异无显著性（χ2（2）=1.31，p=0.52）。此外，在治疗开始时，两组的THI和Mini-TQ平均评分均在表明严重耳鸣困扰的范围内。治疗结束后，两组的平均值均改善至两项指标均显示中度耳鸣困扰的范围。两名参与者在Mini-TQ上显示出临床显著恶化，两名参与者在THI上显示出临床显著恶化没有参与者在这两项指标上出现临床显著恶化3.3. 从治疗前到治疗后到随访3.3.1. 主要结局两个治疗组之间THI和Mini-TQ的术前、术后和随访评估之间差异的重复测量方差分析显示，多变量分析（p≤.001）。然而，与我们的假设相反，交互作用和群体效应都没有显示出任何显著的结果，因此，组间不存在显著差异。根据Mauchly球度检验，单变量分析违反了球度假设因此，自由度被归为G renhou s e- G e i s er r。非自愿性研究表明，THI和Mini-TQ的差异显著（见表3）。研究组内差异的额外事后t检验显示，评估前和评估后之间以及评估前和随访之间的差异是表2评估后的治疗结局：平均值、F和t统计量以及效应量。组内组间预邮政时间效应术前ES（95% CI）群体效应相互作用ES（95% CI）M（标准差）M（标准差）THI支持62.14（17.41）41.33（19.17）F（1，110）=118.00**t（55）=7.51**1.13（0.73，1.53）F（1，110）=1.04F（1，110）=1.270.05（-0.32，0.42）不支持57.32（16.32）40.36（17.71）t（55）=7.68**0.99（0.60，1.38）Mini-TQ支持18.00（3.96）11.75（4.86）F（1，110）=159.59**t（55）=8.24**1.40（0.99，1.81）F（1，110）=2.74F（1，110）=0.240.19（-0.19，0.56）无支架PHQ-9支持16.68（3.82）10.36（5.13）10.86（4.68）8.02（4.82）F（1，110）=15.07**t（55）=8.46**t（55）=3.52**1.35（0.94，1.76）0.47（0.09，0.84）F（1，110）=0.11F（1，110）=1.760.07（-0.44，0.30）不支持9.52（4.03）8.38（5.11）t（55）=1.540.25（-0.13，0.62）注：每组n=56; **= pb. 001; ES=效应量（Hedges'g）; CI=置信区间; THI= Tinker障碍量表; Mini-TQ= Mini-Tinker问卷; PHQ-9=患者健康问卷。J. Rheker等人 /互联网干预2（2015）189 - 199195两组均无显著性差异（见表3）。未观察到评估后和随访之间的显著差异，表明从评估后到随访评估，两项指标的改善均保持稳定3.3.2. 次要结局在ANOVA中，PHQ-9的时间效应是显著的同样，组效应和相互作用没有显示出显著差异，因此组间不存在显著差异针对组内差异的事后t检验显示，两组从评估前到评估后以及从评估前到随访评估的差异在PHQ-9上具有显著性。 术后和随访评估之间没有明显的显著差异，表明PHQ-9的改善从术后到随访评估是稳定的。3.4. 期望值作为治疗结果我们假设患者的积极结果预期将与耳鸣困扰的更大减少相关在回归模型中输入的人口统计学资料中，只有耳鸣响度是治疗结果的显著预测因素（β=0.21，p = 0.001）。0.046），这意味着治疗开始时更响亮的耳鸣预测改进. 在三个PATHEV子量表中与我们的假设相反，无论是治疗的感知适合性，也不害怕改变预测治疗结果。3.5. 进一步分析3.5.1. 治疗偏好和治疗我们分析了两组中哪一组是评估前的首选治疗方案，以及评估后参与者对治疗的满意度。在治疗前，51.8%的参与者更喜欢按需支持组而不是非支持组（6.2%），而42.0%的参与者表示没有偏好。在评估后，通过自行开发的测量评估的治疗满意度没有显著的组间差异（t（86）=0.22;p= 0.822）。3.5.2. 来自患者的消息数量下面我们描述患者发送的消息的计算计算患者发送的所有信息，包括包含治疗请求和请求技术支持的信息，或关于安排治疗后面谈的信息。支持组参与者在整个治疗过程中发送了224条消息，或在整个治疗过程中每位患者发送了4条消息（SD = 0.53）（MD=3，范围0- 22）。在按需支持组中，有14%的参与者从未发送过消息。非支持组参与者也发送信息，要求提供技术支持，并包含有关治疗内容的问题，尽管已被建议不要这样做。非支持组参与者发送了109条消息，等于整个治疗期间每位患者平均发送1.95条（SD = 0.26）消息（MD=1，范围0-8）。15名非支持组参与者（26.8%）从未发送过消息。发送的消息数量在组间存在显著差异（t（80.34）= 3.46; p ≤.001）;而那些从未发过信息的人，组间比较（χ2（1）= 2.13; p = 0.144）。由THI评估的初始耳鸣困扰和发送的消息数量没有显著相关性（r = 0.113; p = 0.234），我们也没有观察到发送的消息数量和由THI中的差异评分（前-后）评估的治疗结果之间的任何关联（r = 0.138; p = 0.175）。组内时间效应a表3评估后和随访时的治疗结局：平均值、F和t统计量。组间随访后群体效应a预M（标邮政M（标术前傅M（标相互作用随访前F（1.63，69.37）=85.74**THI支持非支持Mini-TQ支持非支持PHQ-9支持不支持F（1，70）=0.06F（1.63，69.37）=0.5860.85（17.32）58.5038.80（20.36）35.88t（39）=6.39** t37.05（20.48）33.25t（39）=0.88t（31）t（39）=7.57** tF（1.80，69.20）=1.49F（1.80，69.20）=101.01**F（1，70）=0.4217.68（3.94）16.599.98（5.27）9.2811.58（5.04）9.84t（39）=8.76** tt（39）=6.93** tt（39）=2.56t（31）F（1.81，69.19）=32.39**F（1，70）=