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互联网干预27(2022)100492基于互联网的自助干预对COVID-19所致心理困扰的影响:一项随机对照试验NoemiAnjaBroga,*,JuliaKatharinaHegya,ThomasBergerb,Hansjo?rgZnojaa瑞士伯尔尼大学健康心理学和行为医学系b瑞士伯尔尼大学临床心理学和心理治疗系A R T I C L EI N FO关键词:冠状病毒COVID-19抑郁基于互联网的自助A B S T R A C T背景:COVID-19大流行及其对身心健康的深远影响产生了很高的需求,因此,对促进健康和管理心理困扰的治疗机会的需求很大。基于互联网的干预措施特别适合于这一目的。它们很容易扩展,随时可用,在线格式允许遵守社交距离。为此,我们开发了一项名为ROCO的互联网自助干预措施,以应对COVID-19疫情带来的心理困扰。这项随机对照试验旨在检查ROCO干预的有效性。方法:共有107名至少有轻度抑郁症状的德语成年人被随机分为干预组和等待对照组,干预组直接接受为期三周的ROCO干预加常规护理,对照组接受常规护理。在治疗前和治疗后以及6周随访时,使用自我报告问题(例如,抑郁症状)和次要结果(压力,焦虑,弹性,情绪调节,健康相关生活质量,痛苦,孤独,乐观和自我效能)进行评估。患者健康问卷-9抑郁症状)。结果:平均年龄为40.36岁(SD= 14.59),81.3%的参与者是女性。干预没有显著降低原发性抑郁症状(组间效应量:d= 0.04)和次要结局,如焦虑和应激症状(组间效应量:d =-0.19)。然而,干预导致情绪调节技能(组间效应值d=0.35)和弹性(组间效应值d=0.38)显著增加。结论:基于网络的自助干预不能被推荐用于减轻抑郁症状。然而,情绪调节技能和弹性的增加表明,干预可能适用于预防目的,如改善对心理困扰或潜在压力源的整体应对。未来的研究需要检查干预对谁以及如何最有效。1. 介绍2019年12月,中国武汉出现首例不明原因肺炎病例。2020年3月11日,世界卫生组织(WHO)宣布2019年新型冠状病毒病(COVID-19)爆发为全球大流行病,截至2020年7月,全球报告的COVID-19病例超过1000万例(Wiersinga例如,2020年)。除了对身体健康的威胁外,COVID-19疫情也可能对心理健康产生负面影响。在COVID-19大流行开始时的研究已经表明,抑郁、焦虑和自我报告的压力症状在一般人群中有所增加(Rajkumar,2020; Wang等人, 2020年)。同时,各种研究指出一般人群中抑郁和焦虑症状的增加(Luo等人,2020;Xiong等人,2020年)。此外,在一项比较美国2019冠状病毒病大流行之前和期间在一般人群中,发现患病率增加了三倍以上(Ettman等人,2020年)。可以预期抑郁症状水平的持续上升,因为持续的限制,如社交距离措施,导致孤立和孤独(Beutel et al., 2017;Dozois,2020)。初步证据支持这一假设(deQuervain等人,2020年)。瑞士的一项在线调查显示,从第一波到第二波COVID-19疫情,普通人群的心理困扰有所增加。例如,在第一次COVID-* 通讯作者:健康心理学和行为医学系,伯尔尼大学,Fabrikstrasse 8,3012伯尔尼,瑞士。电子邮件地址:noemi. unibe.ch(不适用)Brog)。https://doi.org/10.1016/j.invent.2021.100492接收日期:2021年6月30日;接收日期:2021年11月30日;接受日期:2021年12月17日2021年12月18日网上发售2214-7829/©2021的自行发表通过ElsevierB.V.这是一个开放接入文章下的CCby-NC-ND 许 可 证(http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/)中找到。可在ScienceDirect上获得目录列表互联网干预期刊主页:www.elsevier.com/locate/inventN.A. Brog等人互联网干预27(2022)1004922=≥==在2020年4月的第19波疫情中,9%的受访者报告了严重的抑郁症状,而在2020年11月的第二波疫情中,这一比例为18%(de Quervain等人,2020年)。然而,由于数据收集的方法,这些结果应谨慎考虑由于COVID-19大流行似乎与普通人群的高水平心理困扰有关,因此应采取措施减少和防止进一步的负面心理健康影响。因此,考虑到心理支持需求的潜在增加以及对社交距离的持续要求,迫切需要旨在减少COVID-19相关心理困扰的易于获得的心理干预措施(Luo etal., 2020; Xiong等人, 2020年)。有关COVID-19大流行期间心理干预措施的发展及实施的资料仍然很少。然而,认知行为疗法(CBT)专注于识别和重建思维模式和陷阱,放松技术和活动安排已被推荐(Halder,2020; Wang等人,2020年)。此外,数字辅助工具,如基于互联网的自助干预,被发现特别适用于在特定情况下治疗心理困扰,因为它们不需要直接现场接触,并且易于扩展(Halder,2020; Soklarvanet al.,2020; Wang等人,2020; Wind等人,2020年)。基于互联网的自助干预已被证明是各种心理问题(如抑郁症状)的有效治疗选择(Andersson和Titov,2014; Cuijpers等人,2011年)。到目前为止,只有少数研究涉及心理学-针对COVID-19相关心理困扰的干预措施。在随机对照试验(RCT)中,到目前为止,主要对诊断为COVID-19患者的心理干预进行了评估(Liu et al.,2020; Sotoudeh等人,2020; Wei等人,2020年)。例如,在一项随机对照试验中,在5天的时间内进行渐进式肌肉放松训练,有效地减少了被诊断患有COVID-19的患者的焦虑并改善了睡眠质量(Liu et al., 2020年)。同样,在一项小型随机对照试验中,四次面对面的危机干预,包括放松、认知和元认知技术,以及增加恢复力的技术,显著降低了诊断为COVID-19的患者的压力、焦虑和抑郁(Sotoudeh et al., 2020年)。 关于针对COVID-19相关心理困扰的基于互联网的自助干预,Wei et al. (2020)在一项小型随机对照试验中评估了基于互联网的自助干预对诊断患有COVID-19并经历心理困扰的患者的疗效。由呼吸放松训练、正念和自我舒缓技能组成的2周干预已被证明可以减少焦虑和抑郁的症状(Wei等人, 2020年)。此外,三项研究评估了针对普通人群中与COVID-19相关的心理困扰的基于互联网 Al-Alawi et al. (2021)发现初步 有证据表明, 基于互联网的干预控制,每周与认证的心理治疗师进行基于CBT和接受与承诺疗法(ACT)的在线课程,显著减轻了焦虑和抑郁症状。此外,接受基于互联网的自助干预(基于CBT和ACT的每周通讯)的对照组也显示出焦虑和抑郁的改善。然而,发现在线治疗会话是优越的(Al-Alawi等人,2021年)。Wahlund等人(2021)评估了一项为期3周的基于互联网的自助干预措施,用于治疗与COVID-19相关的功能失调性担忧。基于CBT的干预显著减少了COVID-19相关的担忧,并改善了其他结果,如情绪和失眠( Wahlund et al. , 2021 年 ) 。 在 一 项 试 点 RCT 中 , Aminoff et al.(2021)评估了一项针对与COVID-19大流行相关的心理困扰的定制化互联网CBT干预。在为期7周的干预期间,参与者根据筛选和临床访谈选择了16个模块中的7个。穿这种裤子的人得到了心理医生的帮助。干预显著减少了抑郁和其他结果,如焦虑和压力症状(Aminoff等人, 2021年)。基于这一背景,我们进行了一项随机对照试验,基于互联网的自助干预对普通人群因COVID-19引起的心理困扰的有效性。将干预条件与等待控制条件进行比较,像往常一样接受护理(CAU)。我们假设,3周的干预称为“ROCO“将导致抑郁症状(主要结局指标)和焦虑和压力症状(次要结局指标)的更大减少。此外,我们假设除了CAU之外的干预将导致更大的与单独CAU相比,CAU对幸福感、乐观、痛苦、孤独、乐观的自我信念、情绪调节技能和恢复力(第二次结果测量)的有益影响。我们预计在6周的随访中效果稳定2. 方法2.1. 研究设计在这项平行组RCT中,将接受直接访问3周基于互联网的自助干预的立即治疗组与等待对照组进行比较。两组均接受CAU。3周后,等待对照组的参与者获得了基于互联网的自助干预。随机化后6周随访即刻治疗组,以评估潜在治疗效果的维持情况。我们的目标是能够检测d 0.35的小至中等组间效应量,因为较小的 效应量被认为是 临床上 不相关的(Donker等人,2009年)。功效分析,α误差水平为0.05,功效(1-β)0.80表示每组至少40名参与者的必要样本量。伯 尔 尼 州 伦 理 委 员 会 批 准 了 本 研 究 的 方 案 , 试 验 在ClinicalTrials.gov上注册(NCT 04380909)。然而,与研究方案略有偏离,因为由于该主题的紧迫性,第二次18周随访的数据将在稍后发表(Brog et al., 2021年)。2.2. 参与者德语参与者的招募工作于2020年4月至2021年2月期间进行,主要通过报纸文章和互联网自助论坛进行。所有感兴趣的参与者首先访问我们的研究网站(https://selfhelp.psy.unibe.ch/roco/)。在研究网站上注册的受试者随后收到研究信息。在返回参与者签署的书面知情同意书后,要求参与者完成在线基线评估。在线基线评估包括结局测量问卷、有关社会人口统计学变量的问题、既往或当前心理治疗以及针对心理问题的持续药物摄入。根据该基线评估确定参与研究入选标准为:(a)至少18岁,(b)能够上网,(c)具有足够的德语知识,(d)能够在急性危机事件中指定紧急地址,以及(e)患者健康调查问卷(PHQ-9:Lo?we et al., 2002),这被解释为存在轻度抑郁症状。排除标准为(a)自杀倾向的存在(修订的自杀行为问卷(SBQ-R)上的8分; Osman等人,2001)和(b)已知的精神病或双相情感障碍的诊断。参与者流程的详细描述如图1所示。 共有26名参与者在填写基线评估后被排除,主要是由于目前的自杀倾向(n15)和低于PHQ-9临界值(n8)。三名参与者符合两项排除标准(自杀倾向和已知的精神病或双相情感障碍诊断)。共有107名受试者符合所有入选标准,不符合任何排除标准,并以1:1的分配比例随机分配至两个研究组之一N.A. Brog等人互联网干预27(2022)1004923=CAU ROCOn=53脱落(n=8)治疗后3周n=45脱落(n=9)6-周随访n=36CAUn=54脱落(n=2)治疗后3周n=52136人签署了书面知情同意书未填写基线评估(n=3)133人填写了基线评估基线评估后排除:低于PHQ-9临界值(n=8)存在自杀倾向(n=15)已知诊断为精神病或双相情感障碍并存在自杀倾向(n=3)107人被随机分组Fig. 1. 整个研究期间参与者的选择、随机化和流动 审判通过Randomization.com(Dallal,2007年8月3日)使用计算机生成的随机化时间表进行随机化。分配清单对调查人员和参与者保密。通过电子邮件向与会者通报了小组分配情况。分配到中间治疗组的受试者收到了ROCO干预的访问代码和注册说明。在干预开始三周后的等待期,所有参与者都被要求填写在线后评估,包括结果测量问卷。在完成后评估后,等待控制组的参与者也被允许进入ROCO干预。在随机分组后6周,要求参与者再次填写相同的结局测量问题。2.3. 措施2.3.1. 主要结局指标所有评估均采用自我报告问题在线进行。参与者填写了自我报告问卷,治疗、治疗后(3周)和随访(随机化后6周)。 主要结果测量是9项患者健康问卷(PHQ-9;L?we et al., 2002年),评估抑郁症状的严重程度。PHQ-9的9个项目对应于DSM-IV抑郁症标准在当前样本中,Cronbachα为0.71.2.3.2. 次要结局指标次要结果测量包括抑郁焦虑压力量表(DASS-21; Lovibond和Lovibond,1995)和12项简表健康调查(SF-12; Ware等,1996年)。DASS-21评估抑郁情绪、焦虑和压力,并且通常用作一般心理困扰的量度(Breedpyruvone等人, 2020年)。为了解决性别问题,本文报告了21个项目的综合量表(Cronbach’sα 0.87)。使用SF-12评估生活质量。 12项测量包括两个分量表,一个是身体一个是心理成分评分,一个是心理成分评分。SF-12被广泛使用并且具有良好的重测信度(Gandek等人, 1998年)。进一步 二次 结果 措施 是 的 10项 生活N.A. Brog等人互联网干预27(2022)1004924=====-=定向测试修订版(LOT-R; Glaesmer等人,2008年),伯尔尼体验量表的6项版本(BEI; Znoj和Schnyder,2014年)和10项一般自我效能量表(GSE;耶路撒冷和Schwarzer,2003)。LOT-R评估了广义乐观(Cronbachα = 0.73)和悲观(Cronbachα = 0.77),而BEI评估了痛苦,定义为被他人和命运所伤害的感觉(Cronbachα= 0.77),GSE评估了乐观自我信念(Cronbach'sα 0.88)。此 外 , 使 用 27 项 自 我 报 告 测 量 来 评 估 情 绪 调 节 技 能 ( SEK-27;Berking和Znoj,2011)。在这项研究中,综合评分是重新-移植(Cronbachα 0.93)。 此外,孤独感和适应力使用9项版本的UCLA孤独量表(ULS; Luhmann等人,2016)和10项版本 的 Connor-Davidson 弹 性 量 表 ( CD-RISC; Connor and Davidson ,2003)。当前样本中的内部参数为Cronbachα=0.85对于ULS和克朗巴赫α0.85对于CD-RISC。此外,治疗后分别使用客户满 意度问卷-8(CSQ-8;Attkisson 和Zwick,1982)和系统可用性量表(SUS;Brooke,1996)评估基于互联网的自助干预的总体满意度和可用性。最后,4项SBQ-R(Osman等人, 2001年),用于筛查自杀倾向的存在,也用于评估在使用基于互联网的自助干预期间自杀倾向可能恶化的情况。然而,内部一致性SBQ-R在当前样本中不可接受(Cronbachα 0.34),应谨慎考虑有关SBQ-R的结果2.4. 干预说明干预组的参与者获得了基于互联网的自助干预ROCO(代表COVID-19期间的放松和乐观ROCO是一个为期3周的自助干预,由6个主题模块组成。所有模块都包含简短的文本,视频,插图,练习和每周任务。这些模块以认知行为疗法为基础,重点是(a)关于COVID-19相关心理困扰的心理教育,(b)情绪调节技能,(c)识别和重组思维模式,(d)加强复原力,(e)培养放松和自我照顾。有关模块的详细描述,请参见表1。这些模块前面有一个介绍,最后是一个结论。自助干预措施还包括关于在严重危机中如何做的信息,包括紧急联系人名单。此外,还可以找到每周任务的概述,以及一份跟踪症状的问卷,让参与者跟踪他们自我报告的症状。参与者可随时使用所有单元。然而,他们被鼓励每周完成6个模块中的两个。每个模块需要40到80分钟才能完成。由于参与者能够随时访问所有自助干预内容,表1概述了基于互联网的自助干预ROCO的内容因此,可以确定他们通过自助干预工作的时间和顺序。在进行自助干预时,参与者可以启用提醒,鼓励他们在一段时间不活动后再次登录自助干预。此外,还采用了按需提供指导的办法。按需指导意味着只有在参与者请求时才建立支持,但没有预定的联系本身。因此,参与者可以在自助干预中通过基于文本的聊天功能要求指导。他们被告知,心理医生将在3个工作日内答复他们的请求2.5. 统计分析根据意向治疗原则在SPSS中进行分析。我们进行了独立样本t检验和χ2检验(名义数据),以检验人口统计学数据和预处理数据的组间差异治疗结果测量。采用混合模型重复测量方差分析,以时间(术前-术后)作为组内因素,以治疗作为组间因素,对干预的有效性进行检验。混合模型提供了一些优点:首先,在混合模型中,使用来自每个参与者的所有可用数据。因此,缺失值不被替代,但缺失值的参数被估计。其次,混合模型解释了数据的依赖性和个体内重复测量的相关性(Bell和Fairclough,2014;Gueorguieva和Krystal,2004)。我们为每个结果测量计算了一个单独的模型。我们使用复合对称协方差结构,因为它提供了基于贝叶斯信息准则(BIC)的最佳模型拟合。我们根据估计的平均值和观察平均值的合并标准差计算了组内和组间效应量的Cohend。为了控制基线测量,我们计算了干预组和等待对照组 的 前 后 比 较 的 效 应 量 。 我 们 计 算 了 抑 郁 症 状 的 可 靠 变 化 指 数(RCI;Jacobson和Truax,1992),以分析干预的负面影响(PHQ-94.69)。为了测试从治疗后到随访的效果的稳定性,使用配对t检验分析从评估后到随访评估的结果评分的组内变化。随访数据分析中仅纳入完成者。为了比较脱落者和完成者,我们进行了独立的t检验和χ2检验(标称数据)。3. 结果3.1. 基线评价107名讲德语的参与者的平均年龄为40.36岁(SD = 14.59,范围=18-81岁)。大多数是女性(n= 87,81.3%),瑞士血统(n= 78,72.9%),单身(n= 65,60.7%),上过大学(n= 64,59.8%),全职(n= 27,关于自助干预及其处理的1.确定后果和挑战关于COVID-19相关心理困扰的心理教育,评估当前的幸福感(身体感觉,积极和消极的感觉),以资源为导向的每周任务2. 了解自己的感受焦虑、无助、愤怒、羞耻感、悲伤等情绪的心理教育,情绪调节技巧,以接受为导向的每周任务3. 改变对思维、自动思维、沉思和非理性信念的影响的心理教育,重建思维模式,每周任务对沉思的4. 关于复原力的心理教育,促进应对、生活乐趣和乐观,以资源为导向的每周任务5. 睡眠、睡眠卫生和放松技巧方面的心理教育,每周进行6. 关于创伤后成长的概念以及放纵、感恩和正念练习的重要性的心理教育,基于资源的每周任务关于保持所学知识并将其应用于日常生活的N.A. Brog等人互联网干预27(2022)1004925=====-==-=---表2治疗组和等待对照组基线时的人口统计学和样本特征总N=107治疗组n=53对照组n=54统计年龄,M(SD)40.36(14.59)40.68(15.55)40.04(13.73)t(105)= 0.23,p=0.82b性别,n(%)χ2(1)=1.60,p=0.21a男19(17.8)7(13.2)12(22.2)女性87(81.3)46(86.8)41(75.9)非二进制1(0.9)目前婚姻状况,n(%)χ2(1)=0.24,p=0.63a单身65(60.7)36(67.9)29(53.7)已婚/民事结合30(28.0)15(28.3)15(27.8)离婚/取消民事结合11(1.3)2(3.8)9(16.7)丧偶/民事伴侣死亡1(0.9)教育,n(%)χ2(2)=8.03p= 0.02a义务教育3(2.8)2(3.8)1(1.9)学徒21(19.6)16(30.2)5(9.3)中学二19(17.8)9(17.0)10(18.6)大学64(59.8)26(49.0)38(70.4)就业,n(%)χ2(3)=0.86,p=0.84a全日制有偿工作非全日制有偿工作失业者3(2.8)2(3.8)1(1.9)在家父母4(3.7)3(5.7)1(1.9)学生13(12.1)5(9.4)8(14.8)退休9(8.4)5(9.4)4(7.4)国籍,n(%)χ2(1)=0.46,p=0.50a瑞士78(72.9)36(67.9)42(77.8)德语国家26(24.3)14(26.5)12(22.3)其他国家3(2.7)3(5.7)心理治疗,n(%)过去68(63.6)38(71.7)30(55.6)χ2(1)=3.01,p=0.08当前28(26.2)14(26.4)14(25.9)×2(1)=0.00,p=0.95当前用药,n(%)24(22.4)14(26.4%)10(18.5)χ2(1)=0.96,p=0.33抑郁症状Gesamtwert,M(SD)11.07(4.23)11.13(4.36)11.00(4.14)t(105)=0.16,p=0.88b轻度,n(%)41(38.3)21(39.6)20(37.0)χ2(2)=1.54,p=0.46中度,n(%)42(39.3)18(34.0)24(44.4)重度,n(%)24(22.4)14(6.4)10(18.5)a卡方计算仅包括频率>3的类别B Bootstrap 1000个样本。25.2%)或 非全时 有偿工 作( 51人, 47.5%)。 共有 28名参 与者(26.2%)同时接受心理治疗,24名参与者(22.4%)因心理问题服用药物。很大一部分参与者以前有过心理治疗的经历(n68,63.6%)。根据PHQ-9,平均抑郁评分为11.07(SD 4.23); 38.3%的参与者报告轻度抑郁,39.3%为中度抑郁,22.4%为重度抑郁。参与者在通过互联网搜索发现研究网站后开始参与研究(26.2%),在他们在社交媒体上阅读了这项研究后,(13.1%)或在报章文章中(16.8%),看到传单(6.5%),以及对健康专业人员(13.1%)或其他来源(如朋友或大学服务)的建议(23.4%)的回应。表2列出了参与者的基线特征,组间比较。在教育方面,组间存在显著差异。治疗组受教育程度较低(χ2(2)8.03,p0.02,Cramer's V0.27)。两组在其余人口统计学特征或其他变量上没有显著差异。此外,在任何主要或次要结局指标上,治疗前组间无显著差异(p>0. 08)。3.2. 脱落分析和治疗依从性在107名随机化参与者中,97名(90.7%)完成了后评估,而10名参与者(9.3%)未填写后评估(见图1)。在术语方面没有显著差异 的人口统计学和主要和次要结局指标,填写后评估的参与者与未填写后评估的参与者之间的治疗(p>0. 08)。然而,没有填写后评估的参与者在自助干预中花费的时间显著较少(MDO=47 min,SDDO= 1 h 32 min vs.MC= 4 h 18 min,SDC= 3h 58 min,t(27.2)=4.39,p=0.003,d=0.95),且显著完成更少的模块(M DO2、SD DO2.07对 M C4.53,SD C2.10,t(9.7)3.18,p0.004,d1.21)。 如果有相应模块的时间戳(访问模块的时间),则认为模块已完成。由于每个单元只有一页,时间戳表明该单元已被查阅。在完成至少一个模块的参与者中(干预组53名参与者中有48名),辍学率为12.5%。此外,有一种趋势是,没有填写后评估的参与者更经常出现在干预组(15.1% vs.3.7%)。在干预组的53名参与者中,有36人完成了随访问卷(67.9%)。随访时脱落与自助干预的可用性评分显著较低相关(MDO=66.25,SDDO=11.91 vs.MC=87.5,SDC= 11.91,t(6.8)=4.038,p=0.005,d=1.8)和完成的模块较少(MDO=2.17,SDDO= 2.2对比MC=5.11,SDC= 1.66,t(6)=3.1,p=0.021,d=1.6)。平均而言,参与者完成了六个模块中的四个(M=4.15, SD2.27, 范围 0-6 模块) 和 百分之五十四点七 的 参与者完成所有模块。5名参与者没有登录自助干预(9.4%)。自助干预的平均时间3h 47min(SD3 h 54 min,范围:0 min只三名参加者透过文字聊天功能要求指引,共交换了15条讯息。结果测量的前后变化与完成模块的数量无关,表3主要和次要结局指标的观察和估计均值以及组内和组间效应量。结局治疗前M(SD)n给药后(观察)M(标准差)n治疗后(估计)男(东南)n随访(观察)M(SD)n治疗后组间比较aF(df),p组内效应量(估计平均值)dCohen(95% CI)治疗后的组间效应量(估计均值)dppc2morris意义PHQ-9干预11.13(4.36)53 9.56(3.70)45 9.63(0.59)53 8.75(5.07)36F(1,97. 6)= 0.048,0.37(-0.18-0.91)0.04控制11.00(4.14)54 9.60(3.89)52 9.67(0.56)54p= 0.8270.33(-0.21干预21.53(9.23)53 20.27(10.84)45 20.66(1.39)53 17(10.44)36F(1,97. 0)= 1.732,0.09(-0.45-0.63)-0.19对照组22.37(9.86)54 19.33(9.13)52 19.66(1.34)54p= 0.1910.29(-0.25干预31.10(9.10)53 36.72(11.01)43 36.47(1.35)F(1,98. 3)= 1.586,0.54(-0.01-1.09)0.24对照组28.81(7.73)54 32.23(9.20)52 32.14(1.27)54p= 0.2110.39(-0.15干预53.43(8.79)53 50.96(10.03)43 51.26(1.16)53 51.26(11.24)36F(1,96. 3)= 0.005-0.23(-0.77-0.31)0.01对照组56.11(6.98)54 53.87(6.43)52 53.86(1.10)54p= 0.942-0.34(-0.87干预7.19(2.73)53 7.52(2.62)42 7.45(0.38)53 7.69(2.86)36F(1,92. 1)= 0.6740.10(-0.44-0.64)0.12对照组6.87(2.33)54 6.84(2.65)50 6.82(0.36)54p= 0.414-0.02(-0.55干预4.75(2.76)53 4.67(2.39)42 4.63(0.39)53 4.58(2.31)36F(1,92. 2)= 0.027,0.05(-0.49-0.59)-0.02对照组4.70(2.63)54 4.62(2.91)50 4.64(0.37)54p= 0.9690.02(-0.51干预8.75(4.88)53 8.45(4.23)42 8.52(0.71)53 7.61(4.69)36F(1,93. 1)= 0.075,0.05(-0.49-0.59)0.04对照组10.07(4.96)54 9.50(5.22)50 9.62(0.68)54p= 0.7850.09(-0.45干预21.26(4.82)53 19.88(4.56)43 20.12(0.64)53 19.28(4.94)36F(1,95. 3)= 2.1550.24(-0.30-0.78)0.20对照组20.37(4.25)54 20.27(4.04)52 20.16(0.61)54p= 0.1450.05(-0.48干预25.91(4.47)53 26.88(4.81)43 26.88(0.66)53 27.03(5.35)36F(1,95. (5)= 1.4050.21(-0.33-0.75)0.17对照组26.56(4.72)54 26.69(4.47)51 26.74(0.63)54p= 0.2390.04(-0.49干预(15.45)控制59.83(16.61)53 73.33(15.19)42 71.68(2.33)53 73.92(17.57)36F(1,93. 6)= 5.6610.59(0.04-1.14)0.3554 62.76(16.65)50 63.17(2.22)54p= 0.0190.20(-0.33CD-RISC干预21.87(6.62)53 23.48(6.43)42 23.47(0.92)53 23.11(6.51)36F(1,92. 8)= 6.5230.25(-0.30-0.79)0.38对照组23.78(5.47)54 23.10(6.75)50 23.05(0.88)54p= 0.012-0.12(-0.65干预4.92(1.36)53 5.18(1.78)45 5.15(0.21)53 5.36(1.79)F(1,97. 3)= 0.010,-0.15(-0.69-0.39)-0.02控制4.72(1.28)544.92(1.41)52 4.93(0.20)54p = 0.919-0.16(-0.69-0.38)M,平均值; SD,标准差; SE,标准误差; df,自由度; CI,置信区间; PHQ-9,患者健康问卷; DASS-21,抑郁焦虑压力量表; SF-12 MH,健康调查简表心理健康子量表; SF-12 PH,健康调查简表身体健康子量表; LOT-RO,生活定向测试修订版乐观子量表; LOT-RP,生活定向测试修订版悲观子量表; BEI,伯尔尼体验量表; ULS,加州大学洛杉矶分校孤独量表; GSE,一般自我效能量表; SEK-27,测量情绪调节技能的自我报告测量;CD-RISC,Connor-Davidson复原力量表; SBQ-R,自杀行为问卷修订版。一 意向治疗分析。N.A. Brog等人互联网干预27(2022)1004926========-=-==-=---=-----=-=-N.A. Brog等人与使用时间,有一个例外:前后变化的孤独感,由ULS评估,与完成的模块的数量显着相关(rs0.395,p0.009),这意味着更多的模块完成更高的减少孤独倾向。3.3. 治疗后的总体效应主要和次要结局指标的观察和估计平均值见表3。对于每个结局指标,计算线性混合模型,其中组作为固定因素,时间作为重复因素(见表3)。主要结果测量,PHQ-9,不合格的一个显着的组X时间的相互作用(F ( 1 ,97 。 6 )0.048,p 0.827)。控制抑郁症状的测量前感觉Morris(2008)的组间效应量为d 0.04。同样,混合模型分析显示,以下次要结果指标没有显著的组×时间相互作用:DASS-21、SF-12的精神和身体健康子量表、LOT-R、BEI、ULS和GSE的乐观和悲观子量表(所有F)(自由度1,92.1测量前意义Morris(2008)控制的组间效应量范围为d=0.01SEK-27作为情绪调节技能的测量和CD-RISC作为弹性的测量通过显著的组X时间交互作用(CD-RISC:F ( 1 , 92. 8 )6.523,p 0.012;SEK-27:F(1,93. 六、5.661,p0.019)。控制测量前感觉的组间效应量Morris(2008)为小至中等,0.35(SEK-27)和d0.38(CD-RISC)。干预组的组内比较显示了小和中等效应量(CD-RISC:d0.25; SEK-27:d0.59)。等待对照组的组内效应量分别为CD-RISC的d 0.12,0.20的SEK-27为了探讨在自助干预过程中同时进行心理治疗或药物摄入是否会调节前后对结果测量的影响,我们在混合模型分析中纳入了相应的变量,并检验了时间、群体和同时进行心理治疗之间或药物摄入量。三因素相互作用均不显著(所有p> 0. 054),但有两个例外:DASS-21的两个三因素相互作用均显著(心理治疗:F(1,95. 05))。06)4.626,p0.034;药物摄入:F(1,92. 40)4.526,p0.036)。对于两者,同时进行心理治疗和药物治疗摄入量,只有接受同时心理治疗/药物治疗的参与者之间的时间x组相互作用变得显著(心理治疗:F(1,23. 4)= 6.14,p= 0.021 vs. F(1,71. 45)=0.002,p= 0.962;药物摄入:F(1,19. 5)= 4.647,p= 0.044 vs.F(1,72. 8)0.037,p 0.848)。在接受心理治疗或药物治疗的患者中,控制测量前感觉的组间效应量较高[心理治疗:d0.73与d0.01;药物摄入:d0.85 vs.d 0.05]。 接受基于互联网的自助干预和同时接受心理治疗或药物治疗的受试者在DASS-21上显示恶化(观察和估计均值见表4)。3.4. 治疗满意度总体而言,参与者对自助干预感到满意。CSQ-8的平均评分为3.09(SD 0.61),相当于大部分满意(3)。此外,参与者对自助干预的可用性非常满意。SUS的平均得分为84.39(SD 14.01),介于良好(71.4)和极好(85.5; Bangor等人,2009年)。互联网干预27(2022)1004923.5. 自杀倾向和负面影响自杀倾向加重采用以组为固定因素、时间为重复因素(前-后)的线性混合模型在SBQ-R上没有显著的组X时间相互作用(F(1,97. 3)0.010,p0.919)。SBQ-R的观察和估计平均值见表3。关于负面影响,RCI显示,在干预组中,20%的参与者的抑郁症状恶化,而在等待对照组中,19.23%的参与者参与者的抑郁症状恶化。3.6. 效应的稳定性6周随访时观察到的主要和次要结局指标的平均值和标准差见表3。只有完成所有三项评估(术前、术后和随访)的干预组参与者才被纳入。 DASS-21评分从治疗后到随访显著降低(t(35)=2.314,p0.027,dz0.38)。主要和其他次要结局指标在治疗后至随访期间无显著变化(t(35)=0. 170- 1. 617,p = 0. 115 - 0. 866)。4. 讨论在这项试验中,研究了基于互联网的自助干预对COVID-19相关心理困扰的有效性结果表明,为期3周的基于互联网的自助干预在减少抑郁、焦虑和压力症状方面并不有效。这一结果可能有几个原因:首先,参与者试验显示基线时平均中度抑郁症状(主要结局)。荟萃分析表明,基线时抑郁症状的严重程度影响治疗效果(Bower等人,2013; Fournier等人,2010年)。例如,在他们对基于互联网的低阈值干预措施的荟萃分析中,Bower等人(2013)发现,与初始症状严重程度较低的参与者相比,最初更严重抑郁的参与者显示出更大的治疗效果。Fournier等人(2010)在其关于抗抑郁药物和抑郁严重程度的荟萃分析中报告了类似结果。 抗抑郁药物的益处随着抑郁症状的严重程度而增加。这样的结果可以解释为,更严重的抑郁症状比轻度或中度抑郁症状提供更大的改善空间。第二,ROCO干预时间较短,只有三周。虽然基于互联网的干预往往比面对面的治疗更短(van Beugen等人,2014),可能的是,ROCO干预时间太短,无法产生更多和更强的变化,例如在抑郁症状中。Christensen等人(2006)的一项研究表明,较长的基于互联网的干预措施在减少抑郁症状方面比较短的干预措施更有效。然而,严重的时间限制是基于互联网的干预中高损耗的最常见原因之一(Christensen等人, 2006; Christensen等人,2009年),这反过来又是缩短干预时间的理由第三,我们使用PHQ-9来评估抑郁症状。虽然PHQ-9等短测量仪器被广泛使用, 但它们也存在一些风险(Titov 和 Andersson,2021年)。例如,关于PHQ- 9,使用简单截止评分时检测到的重度抑郁症 病 例 显 著 多
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