数字干预效果自我报告和客观数据偏差：例证讨论

版权所有©2018-2019深圳市创科科技有限公司粤ICP备100267号数字干预中自我报告坚持的危险：一个简短的例子Jayde A.M.放大图片作者：A.放大图片作者：Benjamin C.赖尔登a，1，泰丝帕特森b，c，放大图片作者：Harlene Haynea，Tamlin S. 康纳aa奥塔哥大学心理学系新西兰达尼丁9054信箱56b奥塔哥大学医学院心理医学系，P.O. 新西兰达尼丁9054信箱56号c Optentia研究重点领域，西北大学，P.O. Box 1174，Vanderbijlpark，豪登省，南非A R T I C L EI N F O保留字：数字干预应用移动电话A B S T R A C T依从性是干预结果的重要预测因素，但并非所有依从性指标都是平等的。在这里，我们分析了在数字正念冥想随机对照试验中自我报告依从性和客观依从性之间是否存在差异。174名年轻的成年本科生样本尝试了基于应用程序或基于电子邮件的正念冥想程序（或基于应用程序的注意力控制）。参与者的依从性（完成的会话数量）和心理健康是自我报告的。客观的依从性数据由数字正念项目的所有者提供。我们发现了夸大自我报告的基于应用程序的干预的证据，并认为通货膨胀不是由社会期望偏见解释的，因为参与者知道我们可以访问对象数据，没有报酬与遵守有关。我们还评论了关于数字干预对心理健康的有效性的不同结论，如果我们使用自我报告的依从性数据而不是客观依从性数据。我们用这个例子来表明，在评估数字干预措施的有效性时，依赖自我报告的依从性措施1. 介绍在2009年至2015年期间，关于电子精神健康干预的年度出版物增加了两倍（Firth等人，2016年），但荟萃分析评论显示，自我引导的数字干预往往对心理健康只有适度的影响（Andersson和Cuijpers，2009年;Cuijpers等人， 2011; Spijkerman等人，2016年）。对这些适度影响的一 种 解 释 可 能 是 对 数 字 干 预 的 坚 持 率 低 （ Cuijpers 等 人 ， 2011;Eysenbach，2005）。遵守是指个人是否访问内容并以其设计的最佳有效方式使用它（Christensen等人，2009; Donkin等人， 2011年）。为了达到最佳效果，定期练习被认为是基于正念的干预措施的关键组成部分（Segal等人，2013），并且遵守实践指南与干预结果相关（荟萃分析：k= 28，r= 0.264，p<0.001; Parsons等人，2017年）。同样，自我指导iCBT的依从性与较低的抑郁症状和对治疗的较强反应性相关（Karyotaki et al.，2017年）。在数字干预之外，坚持是一种干预结果的强预测因子，特别是当健康问题不太严重、慢性、未用药时，在儿科人群中，或者结果不是疾病特异性的（DiMatteo et al.，2002年）。与直觉相反，自我报告的依从性也是干预结果的强预测因子（DiMatteo等人，2002年）。但是，很少有数字干预报告依从率，甚至更少报告依从性如何与干预结果相关（Brown et al.，2016; Donkin等人，2011年）。到目前为止，大多数关于数字干预中的依从性的研究都集中在操作化依从性和识别依从性的预测因素上（参见：Christensen等人，2009），但是粘附的复杂性常常被忽视（参见：Sieverink et al.，2017年进行系统审查）。遵守已经以多种方式运作（例如，出于实际原因，通常使用诸如完成的会话、使用的天数、登录或这些的组合等指标;例如，2011; Donkin等人，2013; Sieverink等人，2017）但是这些测量通常不能捕获与干预的参与的质量（例如，他们的能力，也不是他们的能力。缩略语：RCT，随机对照试验; M，平均值; SD，标准差通讯作者。电子邮件地址：jflett@psy.otago.ac.nz（J. A.M. Flett），ben. postgrad.otago.ac.nz（B.D.弗莱彻），本·里奥丹@ sydney.edu.au（B.C.里奥丹），泰丝·帕特森@otago.ac.nz（T. 帕特森），哈琳otago.ac.nz。Hayne），tconner@psy.otago.ac.nz（T.S. Conner）。1现住址：中央临床医学院成瘾医学科，医学与卫生学院，6楼|KGV大楼|83-117 Missenden Road，澳大利亚悉尼大学https://doi.org/10.1016/j.invent.2019.100267接收日期：2019年4月22日;接收日期：2019年8月14日;接受日期：2019年8月16日2019年2月3日的一份声明2214-7829/©2019Authors.由ElsevierB.V. 这是一个不可操作的CC，它与CCBY-NC-NDLicense（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.elsevier.com/locate/inventJ.A.M. Flett等人版权所有©2018-2019深圳市创科科技有2观察到的依从性（个体经历干预内容的程度）和规定的依从性（个体经历推荐或预期的干预的程度; Kelders等人，2012; Sieverink等人，2017年）。此外，很少有数字干预报告或证明使干预起作用所需的依从性水平，而是依赖于“更多即是更多”的方法（Sieverink等人，2017），其前提是剂量-反应关系是线性的。但是，依从性和结果之间的线性剂量反应关系并不总是如此（例如，Donkin等人， 2013; Blanck等人，2018年）。研究人员已经确定了一系列影响依从性的其他因素，包括说服性干预设计（Kelders等人，2012年），提供的支持金额（Andersson和Cuijpers ， 2009 年 ; Christensen 等 人 ， 2009 ） 和 参 与 者 特 征（Christensen等人， 2009年）。另一个重要但被忽视的问题是数字干预中自我报告依从性的准确性。虽然自我报告的adherence数据很容易收集，但它们可能会受到偏见的影响，正念程序（Headspace，n=65），基于电子邮件的正念程序（10Minute Mind，n=51）或基于应用程序的注意力控制程序（Evernote，n=58）。我们建议参与者每天使用他们的程序10分钟。这段时间相当于一次干预，与之前的数字正念研究一致（例如，Flett等人，2018;Howells等人，2016年）。我们在两个时间段内测量了自我报告和客观依从性：1)处方依从性：每天要求坚持的10天时间段和2）自由选择坚持：坚持由个人自由选择的30天时间段（模仿更真实或自然的吸收）。两种正念干预（顶空和10分钟思维）都涉及类似的积极治疗成分（例如，他们通过一系列简短的正式正念练习引入了正念获得干预措施遵循混合结构，即干预措施影响所有自我报告数据（例如，回忆偏差和反应偏差涉及固定的核心内容和其他可选组件和Winterstein，2008;Schwarz，1999），这可能导致关于干预有效性研究人员可以通过使用经验采样或每日日记等研究设计来减少自我报告数据中的回忆和反应偏差，以减少回忆时间（Schwarz，2012）或通过不加判断地承认不遵守的正常性2和匿名敏感主题的在线报告来减少社会期望的反应（Gnambs和Kaspar，2015）。一个更直接的办法是使用客观的遵守措施。与其他一些干预相比，数字干预中的依从性的客观测量是以登录次数、完成的会话或完成的分钟数的形式容易获得的（Donkin等人，2011），并可用于测量干预平台之间的依从性差异（Morrison等人，2018年）。在目前的简短报告中，我们通过比较自我报告和客观报告之间的差异，证明了依赖自我报告依从性的危险。收集了基于网络和基于应用程序的数字正念冥想干预的依从性数据。2. 方法2.1. 设计该研究是早期研究的方案复制（Flett等人，2018年，进行了一些小的调整。该研究是一项为期40天的随机对照试验（RCT），比较了两种正念冥想计划（或注意力控制）中的一种对心理健康变化的影响（奥塔哥大学伦理委员会#D15/063）。的一个便利抽样 174 本科 大学 学生 （M=19.76岁，SD=2.56岁，79.9%为女性，71.8%为新西兰欧洲人/帕克汉）3例患者被随机分配使用基于应用程序的2这是药物治疗中的推荐做法（参见：Stirrattet al.，2015年），但可以应用于数字干预，即，告诉参与者“如果你错过了一个计划中的会议，没关系，只要你能重新开始”。3鉴于这些分析涉及自我报告数据的准确性，我们遵循符合方案的程序，分析参与者提供数据的病例。原始样本为185名年轻成人本科大学生（M=19.75岁，SD=2.50岁，80.5%为女性，70.8%为新西兰欧裔/帕克汉）。与以前的正念自助干预一致（Cavanagh 例如， 2014年），流失率低（3.2%，n=6），但在第40天为中度（27.0%，n=50）。一个ID错误意味着我们无法获得5个基于电子邮件的（Sieverink等人，（2017年）;应用程序用户必须连续完成前10个会话，以便“解锁”其他干预内容，而电子邮件用户每天通过电子邮件发送新会话，但可以访问简短的正念“充值”会话（可选的3分钟冥想）。对于基于电子邮件的参与者，所有干预会话均为10分钟长，而对于基于应用程序的参与者，前10个会话为10分钟长，但在30天自主依从期内可使用更长的会话（长达45分钟）。2.2. 程序和措施所有参与者都报告了他们的心理健康状况（抑郁症状、焦虑、压力、繁荣、弹性、正念和对大学的适应：Flett等人，2018年）在研究实验室第0天（基线;以及使用NEO-FFI 60的人口统计学和人格特征，Costa和MacCrae，1992年），以及在临入组第10天和第40天在线。自我报告和客观依从性的可操作性作为干预会议完成的数量;这是一个务实的操作性的基础上，现有的客观使用数据。在前10天内每天测量自我报告的依从性，并在第10天和第40天回顾性测量，使用单项调查问题（“您在前一研究期间访问应用程序的次数”）。正念项目的所有者也提供了客观的依从性数据，这给了我们每个用户使用正念项目完成一次会话的次数。为了减少社会期望响应的可能性，依从性不与任何形式的报酬挂钩，参与者知道我们会提供他们的客观依从性数据。参与者利用他们的参与获得与调查完成（而不是应用程序使用）相关的一小部分课程学分。除了指定的地方，我们只呈现了正念条件的结果，因为我们无法访问基于应用程序的注意力控制程序的客观依从性数据。3. 结果通过从规定依从性的10天内（计算回顾性和每日自我报告依从性的差异）和规定依从性的30天内的自我报告依从性中减去客观依从性（自我报告-参与者;这些参与者被排除在基于依从性的ANA之外，溶菌。第10天总n=174;第40天总n=131。包括基线时随机分配的所有受试者（n=185），无人口统计学变量预测损耗（rs-0.013第10天和第40天调查的完成与任何基线心理健康特征无关（rs-0.001呈负相关（脚注续）完成第10天的调查与外向性（r=-0.196，p=.008）以及完成第40天的调查与外向性（r=0.198，p=.018）之间存在正相关性，尽管我们没有足够的能力检测这种小的相关性（Gignac和Szodorai，2016），因此需要谨慎。J.A.M. Flett等人版权所有©2018-2019深圳市创科科技有3表1当处方依从性（第0-10天，每日和回顾性）、酌情依从性（第11-40天）和总体依从性（第0-40天）时，所有条件下自我报告和客观依从性的平均值（M）和标准差（SD）（仅对照组自我报告描述性统计量）。F检验表示混合方差分析的结果依从性自我报告客观过度报告a自我报告vs客观基于应用程序vs基于电子邮件的过度报告b处方D 0 -10，每日1167.84 2.50 6.87 3.53 14.1 0.97 3.93 5.99 1114 0.016 2.70 1114 0.103D-11 -40 89 12.428.29 5.83 8.79 49.8 6.58 9.83 36.02 1，87 0.001 9.21 1，87 0.003<整体D 0 -40复古116十 七 点四十八分9.5512.73十点八七37.34.7511.8118.711114<<0.001总体D 0 -40日c116十七点四十五分9.71 12.73十点八七37.14.7212.3015.041114<0.00116.931114<0.001App用户订明D 0 -10追溯65 8.45 2.08 6.91 4.29 22.3 1.54 3.69 13.32 1114 0.001<处方D 0 -10每日65 8.40 2.08 6.91 4.29 21.6 1.49 4.18 9.51 1114 0.003D-405212.238.313.109.137.8449.101、87<0.001整体D 0 -40复古65 18.239.78 9.57 8.78 90.5 8.66 8.93 40.33 1114 0.001<总体D 0 -40日c9.76 9.57 8.78 90.0 8.62 9.24 36.33 1114 0.001<电子邮件用户订明D 0 -10追溯51 7.14 2.61 6.82 2.26 4.7 0.31 2.98 0.43 1114 0.551每日订明D 0 -1051 7.12 2.81 6.82 2.26 4.4 0.29 3.51 0.29 1114 0.591D-11 -40 37 12.688.37 9.68 9.89 31.03.77 1，87 0.050整体D 0 -40复古5116.539.2616.7611.98−1.4−0.24十三点十七分0.02 1114 0.879总体D 0 -40日c9.66 16.7611.98-1.5−0.25十三点九一0.02 1114 0.875注意力控制订明D 0 -10复古58 8.62 2.15处方D 0 -10每日56 8.43 2.15D 11 -40 42 11.33 10.56整体D 0 -40复古58 17.02 11.29总体D 0 -40日ca过度报告=自我报告-目标B 双向混合方 差 分析的 相互 作 用 显示了自我报告与客观依从性 之 间 的 差 异 ， 该 差 异 因平台而异。C 总体使用规定的每日D 0-酌情遵守（仅追溯）。正值表示依从性报告过多，负值表示依从性报告不足。使用双因素混合ANOVA（自我报告vs客观;基于应用程序的用户vs基于电子邮件的用户）和Bonferroni调整评估依从性差异。在补充表2- 93.1. 自我报告和客观依从性如表1所示，自我报告和客观依从性之间的差异因数字平台（应用程序与电子邮件）而异，特别是在较长的时间段内。只有应用程序用户的自我报告和客观的遵守措施之间在10天的规定使用期内，应用程序用户自我报告的会话比他们客观上多1.54次，比他们客观上在30天的时间段内（D11-40）多9.13次。相比之下，对于基于电子邮件的干预用户，在10天规定的依从性期间（回顾性和每日自我报告均多报告约0.3次，不显著）和30天自主依从性期间（多报告3.00次，不显著），差异可忽略不计。事实上，当30天内的依从性是可自由支配的时，应用程序用户报告的依从性是电子邮件用户的三倍多（例如，App：M=9.13，SD=7.84vs. Email：M=2.58，SD=11.40）和al-最多是总体的35倍（例如，应用程序：M=8.62，SD=9.24 vs.电子邮件：M=-0.25SD= 13.91）。此外，在10天的预先规定的依从性期间，总体样本的每日依从性自我报告和回顾性依从性自我报告之间没有差异（t(171)=0.13，p= 0.899）或条件内（所有p>0.581; S表1），表明10天期间的每日依从性报告并不比10天结束时回顾性回顾其依从性3.2. 干预和依从性对结局的影响我们没有发现一致或令人信服的证据表明心理健康在条件下随时间变化（表2），也没有干预条件（基于应用程序或基于电子邮件）预测第10天或第40天心理健康的变化（控制第0天结果;所有条件模型p>0.05;表3）。同样，我们没有发现一致或令人信服的证据表明依从性（自我报告或客观）预测第10天或第40天的心理健康变化（控制第0天结果;在多重比较调整后，所有依从性模型p>最后，没有一致的自我报告或客观依从性的预测因子，可以帮助解释基于应用程序或基于电子邮件的过度报告依从性差异（表84. 讨论自我报告的依从性-无论是每日报告还是追溯报告-都不能充分代表基于应用程序的干预依从性。当坚持是由用户决定的，并且发生在长达一个月的时间内时，这更能代表现实的正念冥想平台使用，自我报告的应用程序坚持甚至更不可靠。事实上，在这段较长的时间内，自我报告和遵守应用程序之间的差异是惊人的- 12个会话自我报告，而实际上只有3个会话记录。即使参与者知道我们将获得他们的客观依从性数据，并且报酬（即，课程学分）不取决于遵守情况。因此，过度报道似乎不是社会期望应用程序和电子邮件相结合nMSDM SD%M SDFDFpFDFp规定的D 0 -10追溯1167.872.146.87 3.5314.61.00 3.448.4911140.0043.7111140.057J.A.M. Flett等人版权所有©2018-2019深圳市创科科技有4反应偏差每天自我报告应用程序使用情况也没有改善过度报告应用程序使用情况，这表明即使每天报告依从性也是有问题的。有趣的是，基于电子邮件的干预比基于应用程序的干预更准确。这可能是由于电子邮件干预更不寻常，需要更多的努力来实施，这将增强会话的记忆。基于电子邮件的正念程序被交付给学生的大学电子邮件广告，在一个平台上，不是特别移动友好。因此，参与者可能会使用PC或笔记本电脑访问他们的干预（事实上，一些参与者报告说，他们无法使用手机轻松访问基于电子邮件的干预）。相比之下，应用程序干预无缝集成到参与者的生活中，需要更少的努力来制定，这可能会减少会话的内存。考虑到年轻人平均每天在手机上花费2至4小时（Montag等人，2015年，样本主要来自德国; Liao等人，在回顾中，来自新西兰的样本）以及2017年超过三分之二的全球互联网使用是在移动设备而不是笔记本电脑上完成的（Enge，2018），可能是基于应用程序的正念干预不太突出（并且更容易受到记忆偏差的影响）比相对更不寻常的基于电子邮件的正念干预。冥想教练是新西兰人，所以这对我们新西兰的参与者来说可能更突出。是否有其他合理的机制来解释这种基于模态的过度报告差异，需要进一步研究;然而，随着数字干预在技术复杂性方面的不断提高，这可能是未来一个不太相关的问题。客观依从性数据可以解释该特定干预的无效效应。我们没有发现数字正念干预随时间推移改善心理健康的证据（第10天或第40天：详见补充表2和表3）。在缺乏依从性数据的情况然而，客观的坚持表明，干预措施的使用太低，是有效的。鉴于面对面的正念课程通常建议45分钟的家庭练习，每周六天（Segal等人，2013），在30天内使用三次正念冥想应用程序不太可能成为足够剂量的心理治疗干预，以产生任何持久或有意义的益处。 这种解释符合先前的文献，该文献表明增加的依从性与干预结果相关（Karyotaki等人，2017; Parsons等人，2017年）。然而，也可能存在任何影响，但短暂（仅在使用日发生）（Schumer等人，2018年）。在其他简短或“微干预”中也是如此（Elefant等人，2017年）。总之，我们的研究结果表明，自我报告的坚持基于应用程序的干预试验是可疑的，特别是在较长的时间段。我们将这些数据作为一个简短的警示故事，说明在评估数字干预措施，特别是基于应用程序的干预措施的有效性时，依赖自我报告的依从性的危险如果自我报告的依从性被夸大，研究人员和临床医生都可能高估工具的可接受性（即，认为用户量更高），并低估了工具的有效性（尽管，这只适用于坚持和结果之间的正相关关系）。建议使用客观依从性数据来确定人们是否访问内容并以预期的使用方式使用其数字干预措施。确认作者感谢Joanne Riley、Isabella Rarm、Michael Fan、Sherry Chen和Tessa Peck协助收集数据。我们还要感谢Headspace和10 MinuteMind为我们提供了他们的数字正念冥想计划，并为我们提供了客观的依从性数据。最后，我们感谢学生们参与这项研究性学习。资金这项研究是由奥塔哥大学副校长办公室资助的[无资助编号; 2015]。竞合利益作者声明，关于本文的作者身份或发表，没有利益冲突。Headspace和10 Minute Mind提供免费访问他们的数字正念冥想计划，并提供依从性数据（经参与者许可），但他们不参与研究设计，分析，也不参与本研究的出版。Headspace和研究机构之间的谅解备忘录可应要求提供。伦理批准在涉及人类参与者的研究中进行的所有程序均符合机构研究委员会的伦理标准和1964年赫尔辛基宣言及其后续修订案或可比伦理标准。本文不包含任何作者进行的任何动物研究Data语句可应要求提供身份不明的数据。附录A.补充数据本文的补充分析可以在https://doi.org/10.1016/j.invent.2019.100267上找到。引用安德森，G.，屈伊佩斯山口2009.基于互联网和其他计算机化的成人抑郁症心理治疗：荟萃分析。科根行为举止。Ther. 38（4），196https://doi.org/10.1080/16506070903318960网站。Blanck，P.，Perleth，S.，海登赖希，T.，Kröger，P.，Ditzen，B.，本茨，H.，Mander，J.，2018年正念练习作为独立干预对焦虑和抑郁症状的影响：系统回顾和荟萃分析。行为举止。Res. 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