基于互联网的认知行为疗法对抑郁症患者的疗效及并发症的影响

《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许可证》第19号（2020年）100303基于互联网的认知行为疗法对接受初级和精神科治疗的抑郁症患者的疗效及并发症的影响Anna-Lena Flygarea，Ingemar Engströmb，Mikael Hasselgrenc，Markus Jansson-Fröjmarkd，Rikard Frejgrima，Gerhard Anderssond，e，Fredrik Holländarec，a临床研究中心，Värmland区，Älvgatan 49，Karlstad，瑞典b厄勒布鲁大学医学与健康学院大学保健研究中心，70116厄勒布鲁，瑞典c瑞典厄勒布鲁厄勒布鲁大学医学院d精神病学研究中心，临床神经科学系，卡罗林斯卡医学院，Liljeholmstorget 7b，117 63 Stockholm，Swedene林雪平大学行为科学与学习系，581 83林雪平，瑞典A R T I C L E I N F O关键词：抑郁症网络共患初级保健精神病护理A B S T R A C T基于互联网的认知行为疗法（ICBT）已被证明对减轻轻度至中度抑郁症状有效。然而，只有少数研究是在常规医疗环境中进行的，这限制了结果的普遍性。精神科合并症对预后的影响尚不清楚。在本研究中，使用SCID-I和SCID-II对初级和精神科护理中轻度至中度抑郁症状的患者进行了访谈，以评估精神科诊断。这些被纳入者被随机分配到ICBT组（n= 48）或主动对照组（n= 47）。两组都得到了治疗师的支持。在治疗后，ICBT在BDI-II上的抑郁症状比活性对照干预更少（p= 0.021）。然而，在6个月、12个月或24个月随访时，组间差异不再显著。ICBT（BDI-II）后的组内效应大小较大（d=1.4）。共病焦虑障碍并没有缓和结果，而人格障碍的存在预测抑郁症状的改善明显较少。在常规医疗保健的样本中，ICBT对抑郁症状有很大的影响。尽管存在共病焦虑，但从ICBT中获得很大的效果是可能的，然而，将患有共病人格障碍的患者纳入当前形式的ICBT似乎值得怀疑。1. 介绍研究发现，认知行为疗法（CBT）可转换为互联网格式，尤其是在治疗师（Andersson，2016）的指导下，治疗师提供支持、鼓励和偶尔直接的治疗活动（Johansson和Andersson，2012）。荟萃分析显示，基于互联网的指导性CBT（ICBT）是抑郁症的有效治疗（Karyotaki etal.，2018; Richards和Richardson，2012）。有指导的ICBT似乎与面对面治疗同样有效（Andersson等人，2016），并将ICBT作为标准护理的补充，扩大了有效心理治疗的可用性，因为它使治疗师能够增加他们的病例量。有明确的迹象表明，基于互联网的心理治疗比无指导的治疗更有效（Richards和Richardson，2012），尽管也有例外（Titov等人，2014年）。该指南通常是支持性的，包括鼓励和强化（Holländare等人，2016;Paxling等人，2013; Sanchez-Ortiz等人，2011年），但指导结果的不同方面仍然没有完全理解。大多数关于基于互联网的心理治疗的研究都调查了基于CBT的干预措施（Ruwaard et al.，2009; Andersson等人，2005; Hedman等人，2014; Ruwaard 等人，2012; Williams和Andrews，2013; Hedman等人，2012; Dear等人，2018; Titov等人， 2016; Johansson等人，2019;Mathiasen等人，2018），尽管一项研究将基于互联网的抑郁症心理动力学治疗与积极控制条件进行了比较，但结果是积极的（Johansson等人，2013年）。一项研究比较了指导性ICBT与个性化电子邮件治疗（Vernmark等人，2010），并且在两组中均发现了中等至大的外显物尺寸。因此，基于互联网的心理治疗方案在内容和呈现方式上可以有所不同，但仍然是*通讯作者：厄勒布鲁大学医学科学院，Södra Grev Rosengatan 30，70362厄勒布鲁，瑞典。电子邮件地址：anna-lena. liv.se（A.- L. Flygare），ingemar. regionorebrolan.se（I. Engström），mikael. oru.se（M. Hasselgren），markus. ki.se（M.Jansson-Fröjmark），rikard. clarahalsan.se（R. Frejgrim），geran@ibv.liu.se（G.安德森），弗雷德里克。regionorebrolan.seHolländare）。https://doi.org/10.1016/j.invent.2019.100303接收日期：2019年9月12日;接收日期：2019年12月12日;接受日期：2019年12月14日2019年12月29日的一份声明2214-7829/©2020TheAuthors.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/invent《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许答：L. Flygare等人2有效。许多关于ICBT的研究都是在大学环境中进行的，并在全国范围内进行招聘（Andersson等人，2013a）或通过媒体，几项有效性研究发现，引导性ICBT治疗抑郁症是有效的（Andersson et al.，2005; Johansson和Andersson ， 2012; Vernmark 等 人 ， 2010; Ruwaard 等 人 ， 2009;Carlbring 等 人 ， 2013; Warmerdam 等 人 ， 2008; Perini 等 人 ， 2009;Robinson等人，2010; Hollandare等人，2013; Carlbring等人，2005;Andersson等人，2006; Berger等人，2011 a; Berger等人，2011 b;Botella等人， 2010; Titov等人，2011; Heinrich等人， 2016; Ivarsson等人， 2014; Zetterberg等人，2019年），在一项研究中，3.5年随访结果良好（Andersson等人，2013年b）。在代表性临床环境中进行的研究较少，很少有研究具有积极的对照条件。然而，已经进行了一些关于卫生保健环境中的ICBT的研究（Ruwaard等人，2012年; Watts等人，2012;Williams和Andrews，2013; Kessler等人，2009; Hedman等人，2014;Titov等人，2015; Kivi等人， 2014; Johansson等人， 2019; Mathiasen等人，2018; Hadjistavropoulos等人，2016; Nordgreen等人，2018）在Hedman等人（2014）的一项大型有效性研究中，1203例患者在瑞典斯德哥尔摩的常规精神病护理中接受了ICBT治疗抑郁症。对抑郁症状的效应较大，组内效应大小（d）为1.27。一些研究使用了主动控制条件，通常导致组间效应较小（Kampmann等人，2016年）。合并症在抑郁症患者中很常见，一项Meta分析（Friborg等人，2014）估计，多达45%的重度抑郁症（MDD）患者患有共病个性障碍（PD）。 在临床精神病学中存在广泛的认知，即PD对许多治疗的结果具有不利影响，并且已经发现PD增加脱落的风险（Schindler等人，2013），并且在一项研究中，与没有PD的患者相比，对CBT有反应的PD患者较少（Fournier等人，2008年）。荟萃分析表明，PD是抑郁症治疗中不良结局的风险因素（Newton-Howes et al.，2006; Newton-Howes等人，2014年）。然而，也有例外，即RCT显示CBT对患有抑郁症和PD的患者的效果与对没有PD的患者的效果相当（Joyce等人，2007;Lis和Myhr，2016; vanBronswijk等人， 2018年）。还发现至少50%的抑郁症患者符合共病焦虑症的诊断标准（Kessleret al.， 2007年）。一项研究表明，高焦虑水平增加了CBT治疗抑郁症后复发的风险（Forand和Derubeis，2013），并且在治疗期间关注焦虑减少了对抑郁症状的影响（Gibbons和DeRubeis，2008）。然而，也有研究表明，共病焦虑症不会影响抑郁症CBT的结果（Smits et al.，Kashdan和Roberts（2011）的一项研究表明，共病社交焦虑实际上增加了CBT对抑郁症的疗效。本研究的目的是比较ICBT的效果与积极控制条件的效果在一个临床样本与抑郁症招募从初级和精神科护理。一个额外的目的是调查并发症的影响。我们假设，与主动控制条件相比，ICBT将导致抑郁症状减轻，并且随着时间的推移，改善将持续。第二个假设是，患有焦虑症或人格障碍的患者改善较少。2. 材料和方法2.1. 设计本研究采用随机对照试验（RCT）方法，对ICBT治疗组与对照组的抑郁症状改善情况及缓解率进行了比较。表1ICBT和活性对照组受试者的人口统计学描述。ICBT控制总（n=48）（n=47）（n=95）女性;人数（%）38（79.2）34（72.3）72（75.8）平均年龄（SD）42.9（11.26）47.7（12.74）45.30（12.20）年龄范围20–6823–6820–68早期抑郁症28（58.3）27（57.4）55（57.9）发作次数（%）招募时患有ADM的患者20（41.7）22（46.8）42（44.2）人数（%）注：ADM =抗抑郁药物。2.2. 参与者参与者在瑞典的两个规模相似的相邻县议会（厄勒布鲁和维姆兰）的初级保健和精神病护理中招募，每个县议会约有28万居民。招募工作于2007年开始，2012年结束。患者从候诊室的海报上获得有关该研究的信息，并听取初级和精神病护理人员的简报。接受了卫生专业人员和自我转诊的转诊。要符合资格，参与者应具有轻度至中度抑郁症状（MADRS-S上的15- 30（Svanborg和Asberg，1994）），至少18岁，可以上网，并能说瑞典语。排除的原因是正在进行CBT，在过去一个月内开始或调整抗抑郁药物，自杀，双相情感障碍，精神病和/或季节性精神障碍。参与者的人口统计学描述见表1。2.3. 程序对研究感兴趣的患者会收到一封信，其中包含正式的参与邀请，书面同意书和邮资预付的信封。在MADRS-S（Svanborg和Asberg，1994）上得分为15-30的患者被要求进行SCID-I（First等人，1998年）和一个SCID-II（第一次例如，1994）访谈，以评估DSM-IV（美国精神病学协会，2000）上的精神病理学。面对面的访谈由一位有执照的心理学家进行，持续了大约两个小时。心理学家不知道研究假设，也没有被告知小组分配，以确保治疗前后的独立诊断过程。参与者被随机分配到ICBT或积极控制组。随机化序列有不同的区组大小，研究人员不知道，这是由统计学家提前准备的。在决定入选后，为每位参与者打开一个编号的不透明信封。建议患者每周完成一个模块，因此治疗时间为8周。开始时，参与者可以进入一个模块，然后当治疗心理学家认为所有家庭作业都已圆满完成时，按顺序进入其他模块。每个模块都包含问题，通过在线平台回答并返回给心理学家。为了确定病情恶化或自杀倾向，要求患者完成每周一次如果受试者在MADRS-S第9项（对生活的热情）中评分为4或更高，则治疗心理学家联系受试者评估当前的自杀意念并可能转诊至进一步护理。治疗后，所有患者都被要求进行第二次SCID-I面对面访谈。他们还被要求在治疗后以及6个月、12个月和24个月后在网站上填写自我评分（MADRS-S和BDI-II）。患者参与的流程图见图1。1.一、《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许答：L. Flygare等人3表2治疗前SCID访谈中报告的参与者诊断。它由八个文本模块组成，包括练习，共39 000字（114页）。该材料首先介绍了CBT，然后是一个关于CBT抑郁症的模块，抑郁障碍ICBT（n=48）对照组（n=47）总（n=95）具有行为焦点的视角（Martell等人，2001年）。有两个关于行为激活的模块和一个关于认知重构的模块（Beck，1979）。有一个关于睡眠的基本模块，放松（莫林，1996年）和一个可选模块更先进的重度抑郁症33(68.8%）35（74.5%）68（71.6%）心境恶劣障碍6（12.5%）3（6.4）9（9.5%）抑郁症NOS 2（4.2%）2（4.2%）4（4.2%）MDD部分缓解8例（16.7%）、7例（14.9%）、15例（15.8%）改善睡眠的策略。最终模块旨在帮助患者确定长期目标（Wilson和Murrell，2004）和预防复发（Gortner等人， 1998年）。主动控制组阅读的材料包括有关抑郁症的信息。它分为9个模块，没有CBT元素，包括23，000字（49页）。这些材料涵盖了抑郁症的诊断、流行病学、性别特殊恐惧症3人（6.3%）5人（10.6%）8人（8.4%）diabetes，comorconstituents and short descriptions ofdiabetes erentpsycholo，社交恐惧症4人（8.3%）1人（2.1%）5人（5.3%）gical和pharmacological治疗。OCD3人（6.3%）2人（4.3%）5人（5.3%）2.5. 观察指标采用自我报告的Montgomery-Montgomery-Prosberg抑郁评定量表（MADRS-S）（Svanborg和Asberg，1994）测量抑郁程度。回避0（0.0%）3（6.4%）3（3.2%）被动攻击0（0.0%）1（2.1%）1（1.1%）人格障碍NOS 1（2.1%）1（2.1%）2（2.1%）任何人格障碍7（14.6%）7（14.9%）14（14.7%）其他障碍或与MADRS中度相关（Svanborg和Asberg，1994;Svanborg和Asberg，2001;Fantino和Moore，2009）。MADRS-S是一项9项指标，要求患者回答问题，评分范围为0至6分。有四种类型语句注：NOS=未另行说明; MDD=重度抑郁症;GAD =广泛性焦虑症; OCD =强迫症; PTSD=创伤后应激障碍。一个病人可能有不止一个诊断。该方案得到了瑞典乌普萨拉地区伦理委员会的批准（编号：2006：038）。未进行试验注册2.4. 处理内容为这项研究建立了一个安全的网络平台，参与者使用唯一的用户名和密码登录，并完成了他们对MADRS-S和BDI-II的自我评级。参与者在平台上获得他们的治疗材料、ICBT或活性对照（根据他们的随机分配）。还有一种信息服务（类似于电子邮件），两组的参与者通过这种服务与心理学家进行了大部分的联系。参与者可以不受限制地向心理学家发送信息，通常每周一次。邮件通常在一个工作日内得到答复。在每个模块的最后，都有一些强制性的问题，所有参与者都在给他们的心理学家的信息中回答。心理学家对已完成的作业提供反馈，回答问题，并在回答中提供下一个模块的访问权限。ICBT组的作业反馈通常是为了帮助参与者理解和使用行为激活和认知重建的策略然而，在对照组中，来自心理学家的信息仅限于支持，不包含任何关于改变行为或消除消极思想的建议。本研究中比较的两种治疗材料在内容上有所不同，但都分为模块，最后都有问题。指导性自助计划是以前RCT中使用的材料的修改版本（Andersson et al.， 2005; Vernmark等人， 2010年）。1979年）。MADRS-S的可靠性和有效性已经过测试，例如Fantino和Moore（2009）分析了大量诊断为重度抑郁症的患者的数据。在这项研究中，结构效度被认为是令人满意的，Cronbach的α被报告为0.84。研究表明，MADRS-S对治 疗期 间抑 郁症状 的变 化敏 感（ Montgomery 和Asberg，1979;Fantino和Moore，2009）。除了MADRS-S之外，Beck抑郁量表-第二版（BDI-II）（Beck等人，2005）用于测量抑郁症状的程度。BDI-II是自我管理的，包括21个项目。每个项目的得分为0-3分， 最 高 得 分 为63.每一项都由一组关于抑郁症中常见的特定症状的陈述组成。病人选择最能描述他或她过去两周感觉的陈述。BDI-II切割评分为：0-13最小，14-19轻度，20-28中度和29-63重度（Beck等人， 2005年）。BDI-II是BDI的修订版，创建于1996年，以满足来自精神障碍诊断和统计手册-第四版（美国精神病学协会，2000 ; Beck等人，1996年）。BDI-II的可靠性和有效性已经在几项研究中得到了良好的结果，显示出令人满意的内部一致性和重测信度，并且发现在抑郁症等级之间差异很大，对变化具有足够的敏感性（Beck等人，2005; Garcia-Batista等人，2018; Kuhner等人， 2007; Osman等人，2004; Storch等人，2004年）。在初级保健中应用的MADRS-S和BDI-II的比较研究由Wikberg等人发表，2015），其中发现两种仪器相关性良好，两者都具有足够的可靠性措施。 MADRS-S和BDI-II都已被验证用于在线使用（Hollandare等人， 2010年）。对于访谈，SCID I（Structured Clinical Interview for DSM-IV-AX isI）（First et al.，1998）和SCID II（Structured Clinical Interview forDSM-IV-Axis II）（First等人，1994年），以获得良好的诊断图片的参与者。强迫1人（2.1%）1人（2.1%）2人（2.1%）抑郁症状和自杀念头MADRS-S是一个自我管理的系统，反社会2人（4.2%）0（0.0%）2人（2.1%）Montgomery-Prisberg抑郁量表（MADRS）适应不良应激反应3人（6.3%）2人（4.3%）5人（5.3%）对于每个项目（代表得分0、2、4和6）进行评分饮食失调1人（2.1%）0（0.0%）1人（1.1%）容易分数越高表示抑郁症越严重。最大物质相关性障碍0（0.0%）3人（6.4%）3人（3.2%）MADRS-S的评分为54分，截止评分为：0任何其他疾病4人（8.3%）5人（10.6%）9人（9.5%）轻度，20任何抑郁症48人（100%）47人（100%）95（100%）焦虑症Gad4人（8.3%）3人（6.4%）7人（7.4%）惊恐障碍伴或不伴广场恐怖7人7人14人PTSD1人（2.1%）2人（4.3%）3人（3.2%）焦虑症（未特指）4人（8.3%）5人（10.6%）9人（9.5%）有焦虑症吗21人（43.8%）24人（51.1%）45人（47.4%）人格障碍1人（2.1%）2人（4.3%）3人（3.2%）《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许答：L. Flygare等人4Fig. 1.参与者一览表（其余参与者基于MADRS-S评级）。2.6. 分析采用基于意向治疗模型的组（ICBT与对照）×时间（治疗前、治疗后、6个月、12个月和24个采用具有全信息最大似然估计的线性混合模型（Brown和Prescott，1999）处理缺失数据，因为相同个体的重复观察值相关，这违反了独立性假设（Gueorguieva和Krystal，2004;Brown和Prescott，1999）。全信息最大似然估计的优点是在相当不受限制的缺失数据假设下提供准确的缺失数据估计值（Hesser，2015），是一种推荐方法用于处理缺失数据（Schafer和Graham，2002）。使用采用非结构化协方差结构的混合模型方法获得估计参数。α水平设定为0.05。首先使用混合模型分析的估计平均值计算组内和组间效应量（Cohend）（Cohen，1988），如表3所示。我们还根据观察到的数据（使用合并的标准差）计算了ICBT组和对照组（表4）以及有或无PD的ICBT患者之间的效应大小（表5）。对于缓解率，通过结合使用下限截点评分（与试验前平均值的两个标准差）和最小改善来确定BDI-II的临床显著变化《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许答：L. Flygare等人5表3从治疗前至24个月评估的BDI-II和MADRS-S的估计平均值（标准差），在组内和组间观察尺寸组预[M（SD）]邮政[M（SD）]d工作组BGd6-M[M（SD）]d工作组BGd12-M[M（SD）]d工作组BGd24个月[M（SD）]d工作组BGdBDI-IIICBT29.5（7.6）18.5（11.8）1.110.2314.7（10.4）1.620.1815.3（11.8）1.430.0813.5（7.5）2.110.00CONT27.0（7.5）21.2（11.7）0.5916.6（11.0）1.1016.3（13.7）0.9713.5（15.4）1.11马德里-SICBT23.2（4.2）14.5（8.3）1.320.2312.3（7.6）1.780.2712.9（9.7）1.380.1311.9（10.6）1.400.03CONT22.9（4.1）16.5（8.9）0.9214.4（8.2）1.3114.3（11.7）0.9811.6（12.0）1.26Q9马德里-SICBT2.1（1.0）1.4（1.1）0.670.091.1（1.1）0.950.091.2（1.3）0.780.071.0（1.7）0.810.06CONT2.2（1.0）1.5（1.2）0.631.2（1.2）0.911.3（1.6）0.671.1（1.4）0.92注. BDI-II=贝克抑郁量表-第根据治疗前评分计算所有组内效应值表4基于治疗后和6、12和24个月随访时的观察数据，组内和组间的有效剂量（Cohensd组内效应大小组间效应大小ICBT主动控制ICBT与主动控制马德里-S治疗后1.57 1.00 0.31采用统计学方法对两组间的诊断差异进行比例分析。进行多元回归分析，以评估是否共病预测抑郁症状的改善。结果变量为治疗前后MADRS-S和BDI-II的标准化变化评分，采用公式Z 2−（Z 1<$R 12）计算（Steketee和Chambless，1992）。独立变量，即焦虑的存在（或不存在）BDI-II治疗后1.40 0.65 0.226个月随访12个月随访24个月随访表5根据ICBT组治疗后和6、12和24个月随访时的观察数据，在MADRS-S和BDI-II以及组间（无PD vs. PD）效应大小（Cohensd无PD与PD组间效应量马德里-S预处理0.070.02后处理6.740.976个月随访1.770.2812个月随访10.761.2524个月随访5.140.62BDI-II预处理-0.80−0.11后处理8.060.906个月随访1.560.1812个月随访9.430.9424个月随访5.930.54通过每个人的可靠变化指数（RCI）计算得分。采用Jacobson和Truax（1991）提供的公式。对于MADRS-S（Svanborg和Asberg，1994）和BDI-II（Beck等人，1996年）。RCI临界值为1.96（p 0.05<）。对于MADRS-S，如果评分低于15分且降低至少5分，则认为变化可靠且具有临床意义;对于BDI-II，如果评分低于13分且降低至少10分，则认为变化可靠且具有临床意义。使用这些公式的切-o值已经应用于先前的ICBT研究（Berger等人，2011年b）。在RCI分析中，用最后一个已知值替换缺失数据。确定临床意义的第二种方法是参与者是否在治疗后的SCID访谈中被诊断为抑郁症。对于我们无法在治疗后进行访谈的患者，未对诊断状态进行假设。卡方检验3. 结果3.1. 粘附在ICBT组中，完成模块的平均数为5.9（SD =2.2）（范围1-8），最多为8（73.8%）。在对照条件下，平均完成6.8（SD =3.1）（范围1-9）个模块，最多9个（75.6% ）。3.2. 临床意义两组治疗前诊断为 重度抑郁症的患者比例之间 无显著差异（χ2=0.38，df= 1，p=0.537），两组治疗前符合任何抑郁障碍标准的患者比例之间也无显著差异（χ2=0.56，df= 1，p= 0.81）（见表2）。在ICBT组中，诊断为MDD的人数从治疗前的33/48（68.8%）下降到治疗后的9/38（23.7%）。在对照组中，诊断为MDD的人数从35/47（74.5%）降至19/36（52.7%）。治疗后，与对照组相比，ICBT组中符合MDD标准的参与者明显较少（χ2=6.653，df = 1，p=.01）。两组治疗后符合任何抑郁障碍标准的比例无显著差异（χ2= 1.9，df = 1，p = 0.168）。从治疗前到治疗后，56%（n=27）的参与者与对照组的36%（n= 17）相比，ICBT组在BDI-II方面表现出可靠的变化（Jacobson和Truax，1991年） 尽管差异不显著，但可以观察到有利于ICBT的趋势（χ2=3.646，df=1，p=.056）。在6个月随访时，ICBT组60%（n=29）和对照组38%（n=18）显示出可靠的变化。 在此阶段，两组之间的差异减小（χ2=2.109，df=1，p=0.146）。在12个月随访时发现了类似的结果; ICBT组中58%（n= 28）和对照组中30%（n = 14）显示出可靠的变化（χ2=1.212，df=1，p= 0.271）。3.3. BDI-II随时间的变化：ICBT与积极控制两组随时间推移的估计平均值和统计数据6个月随访2.021.370.30或人格障碍，同时插入12个月随访1.421.250.15该模型24个月随访1.801.550.01《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许答：L. Flygare等人6BDI-II的数据见表3。 混合效应模型显示，BDI-II的组效应不显著（F=0.01，df=94.33，p= 0.991），时间效应显著（F=63.28，df=78.06，p 0.001<），组×时间效应显著（F=5.52，df=78.06，p 0.001）。 p= 0.021），有利于ICBT组。进行了进一步分析，以检查从治疗前到6个月、12个月和24个月随访的变化。混合效应模型显示，从治疗前至6个月随访期间，BDI-II的组效应不显著（F=0.08，df=87.72，p = 0.782）、时间效应显著（F = 64.09，df = 75.86，p <= 0.001）和组×时间效应不显著（F=3.01，df = 75.86，p = 0.055）。混合效应模型还显示，从治疗前至12个月随访，BDI-II的组效应不显著（F = 0.19，df = 81.27，p = 0.661 ） 、 时 间 效 应 显 著 （ F = 42.68 ， df = 70.61 ， p =<0.001）和组×时间效应不显著（F = 2.44，df = 70.61，p =0.071）。有一个不显著的群体效应，（F= 0.47，df = 73.61，p= 0.496 ） 、 显 著 时 间 效 应 （ F = 90.91 ， df = 55.82 ， p =<0.001）和从治疗前至24个月随访时BDI-II的非显著组×时间效应（F = 0.68，df = 55.82，p = 0.414）。最后，进行分析以检查从治疗后到6个月、12个月和24个月随访的变化混合效应模型显示无显著组效应（F=0.88，df=74.96，p=.351;F=0.36，df=74.96，p=.553; F=0.94，df=68.82，p=.760），显 著 时 间 效 应 （ F=10.17 ， df=70.61 ， p= 0.002; F =7.48 ，df=67.46，p= 0.008; F =15.13，df = 54.75，p0.001）和非显著时间效应（F = 10.17，df = 70.61，p = 0.002; F = 7.48，df =67.46，p = 0.008; F = 15.13，df=54.75，p 0.001BDI-II的显著组×时间效应（F= 0.18，df= 70.61，p=.670; F=0.92，df=67.46，p=.341; F=1.51，df=54.75，p = 0.225）。3.4. MADRS-S随时间的变化：ICBT与积极控制两组随时间推移的估计MADRS-S均值和统计量见表3。混合效应模型显示，从治疗前到治疗后，MADRS-S的组间效应不显著（F =0.55，df = 85.56，p = 0.460）、时间效应显著（F = 83.11，df =75.41，p = <0.001）和组间效应不显著（F = 1.99，df = 75.41，p= 0.163）。进行了进一步分析，以检查从治疗前到6个月、12个月和24个月随访的变化。 混合效应模型显示，从治疗前至6个月随访，MADRS-S的组间效应不显著（F=0.99，df=76.61，p = 0.323），时间效应显著（F = 74.86，df = 70.63，p = <0.001），组间效应不显著（ F = 1.16 ， df = 70.63 ， p = 0.318 ） 。 组 间 无 显 著 性 差 异（ F=1.17 ， df=71.28 ，p= 0.282 ） 、 时 间 显 著 性 效 应（F=53.09，df=65.53，p 0.001<）和MADRS-S从治疗前至12个月随访的非显著组×时间效应（F = 1.09，df = 65.53，p = 0.358）。同样，从治疗前至24个月随访，MADRS-S存在非显著组间效应（F = 0.06，df = 60.65，p = 0.804）、显著时间效应（F = 89.46，df =54.04，p <= 0.001）和非显著组×时间效应（F = 0.01，df =54.04，p = 0.974）。最后，进行分析以检查从治疗后到6个月、12个月和24个月随访的变化。 有一个非显著的组效应（F=2.03，df=74.41，p=.159;F=1.06，df=74.91，p=.306; F=0.24，df=68.08，p=.627），一个显 著的 时间 效应 （F=4.67 ， df=70.99 ， p=.034; F=4.05 ， df=65.53，p= 0.048; F =10.62，df=55.02，p= 0.002），MADRS-S的组× 时 间 效 应 不 显 著 （ F =0.15 ， df=70.99 ， p= 0.699; F=0.56 ， df=65.53 ， p= 0.457; F =2.23 ， df=55.02 ， p=0.141），治疗后至6个月、12个月和24个月随访。3.5. 自杀想法随时间的变化（MADRS-S第9项）：ICBT与活性对照两组在不同时间的估计MADRS-S第9项（对生命的热情）平均值和统计量见表3。 混合效应模型显示，从治疗前到治疗后，第9项的组间效应不显著（F = 0.13，df = 91.23，p= 0.724），时间效应显著（F=41.40，df=80.24，p = 0.001<），组×时间效应不显著（F=0.01，df=80.24，p=0.999）。项 目 9 存 在 非 显 著 组 效 应 （ F = 0.05 ， df = 85.25 ， p =0.832）、显著时间效应（F = 36.50，df = 74.02，p 0.001<）和非显著组×时间效应（F = 0.07，df= 74.02，p =.935）。同样，从治疗前至12个月随访，第9项存在非显著组间效应（F =0.21，df = 89.72，p = 0.649）、显著时间效应（F = 26.20，df= 69.81，p = 0.001<）和非显著组间×时间效应（F= 0.09，df =69.81，p = 0.968）。从治疗前至24个月随访，第9项也存在非显著组间效应（F = 0.01，df = 75.92，p = 0.932）、显著时间效应（F = 46.07，df = 57.22，p = 0.001<）和非显著组间×时间效应（F= 0.09，df = 57.22，p = 0.767）。最后，进行分析以检查从治疗后到6个月、12个月和24个月随访的变化。 有一个非显著的组效应（F=0.05，df=75.60，p=.832;F=0.28，df=77.82，p=.597; F=0.01，df=68.91，p=.990），一个混 合的 时间 效 应（ F=3.98 ， df=72.02 ， p=.050; F=2.06 ， df=68.81，p= 0.156; F =5.85，df=53.35，p= 0.019）和一个无意义组项目9的×时间效应（F =0.22，df=72.02，p= 0.638; F=0.01，df=68.81，p= 0.934; F =0.86，df=53.35，p=0.358），治疗至6个月、12个月和24个月随访。3.6. 科摩罗选举通过MADRS-S测量，发现人格障碍（PD）的存在显著预测治疗前后抑郁症状的改善水平较低（β=−0.342，t（39）=−2.213，p= 0.033），而当用BDI-II测量时（β=−0.321，t（39）=−2.151，p= 0.038）。当用MADRS-S测量时，焦虑障碍的存在并不能显著预测抑郁症状的改善水平（β=-0.051，t(39)=−0.327，p= 0.746），或通过BDI-II测量时（β=−0.299，t（39）=−2.009，p= 0.052），尽管观察到趋势。3.7. 根据观察数据使用MADRS-S和BDI-II的观察数据计算的效应大小（Cohen's d）在治疗后ICBT组和对照组内均较大，组间较小（表4）。使用观察数据计算的组间效应大小（Cohen'sd）在治疗后比较ICBT组中有PD和无PD的参与者较大（表5）。4. 讨论本研究的目的是比较ICBT的积极控制条件下，在临床样本的抑郁症患者招募从初级和精神科护理。与活性对照患者相比，治疗后进入缓解期的ICBT患者明显更多。在临床样本中，基于互联网的CBT减少抑郁症状（通过BDI-II测量）的效果显著高于治疗前和治疗后的主动控制条件。在随访期间，两组之间症状水平的差异在两年后减少并消失，然而，改善在两年内持续。本研究中ICBT的效应大小《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许答：L. Flygare等人7可以被认为是巨大的。 ICBT对抑郁症状的影响并没有受到共病焦虑症的影响，但在人格障碍的情况下明显减少。我们不知道以前有任何研究调查了共病人格病理对抑郁症的ICBT的影响。在本研究中，我们发现，平均而言，无PD患者在治疗后的改善几乎比PD患者大一个标准差。这与之前关于面对面心理治疗的研究一致（Newton-Howes et al.，2006;Newton-Howes等人，然而，我们并不知道任何先前的研究表明，PD患者也可能从基于互联网的CBT治疗抑郁症中获益较少。需要重复该结果，最好使用更大的样本，以便检查特定PD的可能差异。如果这一结果被复制，那么当存在PD合并症时，ICBT是否可以被调整为抑郁症的有效治疗方法