大学生压力管理自我干预效果的系统回顾和荟萃分析

互联网干预28（2022）100503自我引导压力管理干预对大学生的影响一项系统回顾和荟萃分析[10]杨明，赵瑞英，李文，李文. 放大图片作者：David D. 埃伯特b，罗纳德·CKesslerc，Ronny Bruffaerts d，Eirini Karyotaki aa荷兰阿姆斯特丹自由大学阿姆斯特丹公共卫生研究所临床、神经和发展心理学系b德国慕尼黑慕尼黑工业大学体育与健康科学系c美国马萨诸塞州波士顿哈佛医学院卫生保健政策系dUniversitair Psychiatrisch Centrum，Center for Public Health Psychiatry，Katholieke Universiteit Leuven，Leuven，BelgiumA R T I C L EI N FO保留字：自助大学生压力管理A B S T R A C T背景：大学生面临着几个压力来源。自我指导的压力管理干预措施提供了一个很好的机会，以扩大基于证据的干预措施，自我管理这些压力。然而，人们对这些干预措施的总体效果知之甚少.提高这种认识是必不可少的，因为自我指导的压力管理干预措施可能是一种具有成本效益和可接受的方式，在生命过程的关键阶段为这一重要部分人口方法：我们对书目数据库（PubMed，PsycINFO，Embase和Cochrane Library）进行了系统的文献检索，以获得截至2020年4月发表的自我指导压力管理干预措施的随机对照试验（RCT）。我们进行了两个独立的元分析，感知压力，抑郁和焦虑。第一个包括对普通大学生样本的干预。第二项研究包括对感知压力水平高的结果：第一个荟萃分析包括26项研究，29干预对照比较的基础上，共4468名学生。合并效应量较小，但具有统计学显著性（g=0.19; 95% CI [0.10，0.29];p < 0.001）。<结果显示研究间存在中度异质性[I2=48%; 95% CI（19，66%）]。第二项Meta分析，包括四项研究，共491名学生与高水平的压力。合并效应量较小，但具有统计学显著性（g=0.34; 95% CI [0.16，0.52];p 0.001）。<结果显示研究间无异质性（I2=0%;95% CI [0，79%]），但偏倚风险很大。讨论：我们的研究结果表明，自我指导的压力管理计划可能是有效的，当与控制条件相比，但平均影响小。这些程序可能是多成分干预系统的有用元素。考虑到许多大学生对治疗存在的心理障碍，自助干预可能是促进不愿从事其他类型治疗的学生随后寻求帮助的良好的第一步这些干预措施、样本规格、中介效应以及个体水平效应异质性等问题有待进一步研究。1. 介绍大学生经历了一系列与生活中这个特定阶段相关的压力源，例如离开家，更加独立，承担新的责任，克服新的学术要求（Sussman和Arnett，2014）。相当比例的大学生报告说，他们感觉到的压力水平升高，这种压力被定义为对压力源的评估，这种压力源是一种威胁，超出了一个人的应对能力，被压倒的感觉（Cohen等人， 2020; Leppink等人， 2016年）。长期的心理压力与精神障碍密切相关（Auerbach等人，2018; Beiter等人，2015; Karyotaki等人，2020; Mortier等人，2018），也对学术表现产生影响（Bruffaerts等人， 2018），校园参与（Salzer，2012）和大学辍学（Eisenberg等人，2009年）。慢性心理压力也可能导致以后生活中更严重的心理健康障碍（Cohen等人，2007; DeGirolamo等人，2015年）。此外，第一次发病* 通讯作者：临床、神经和发展心理学系，阿姆斯特丹公共卫生研究所，阿姆斯特丹自由大学，Van der Boechorststraat 7-9，1081 BT Amsterdam，荷兰。电子邮件地址：y. vu.nl（Y. Amanvermez）。https://doi.org/10.1016/j.invent.2022.100503接收日期：2021年5月11日;接收日期：2022年2月7日;接受日期：2022年2月9日2022年2月12日在线提供2214-7829/© 2022作者。由Elsevier B. V.发布，这是CC BY-NC-ND许可证下的开放获取文章（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/inventY. Amanvermez等人互联网干预28（2022）1005032常见的精神障碍通常发生在年轻的成年期（Kessler等人， 2007年）。 因此，对大学生的心理干预可能在预防和早期干预这些精神障碍方面发挥关键作用（Karyotaki等人， 2020年）。最近的证据表明，压力管理计划和常见精神障碍的心理治疗在减少大学生的感知压力和临床显著的焦虑和抑郁症状方面都是有效的（Amanvermez等人， 2020; Cuijpers等人，2016; Cuijpers等人，2021; Harrer等人，2019年b）。然而，大学生的治疗吸收率很低（Bruffaerts等人， 2019），并且由于诸如系统相关和日程安排问题等几个障碍，对常见精神障碍的心理治疗的获得受到限制（Leviness等人，2019; Marsh和Wilco X on，2015; Stallman和Shochet，2009;Watkins等人， 2011年）。此外，学生可能不愿意寻求专业的心理健康治疗，因为他们不愿意将自己定义为患有精神障碍和害怕耻辱（Ebert等人，2019; Marsh and Wilco X on，2015）。此外，在大学咨询中心可能无法充分满足心理健康需求，因为面对面的干预通常需要资源，例如受过培训的人员（例如治疗师或教练）（Leviness等人，2019年）。考虑到这些障碍，提供旨在以自助形式提供压力管理帮助的循证干预可能是一种更实用和心理上可接受的自助干预被定义为一种标准化的干预，参 与 者 独 立 于 专 业 指 导 或 治 疗 师 应 用 干 预 手 册 （ Cuijpers 和Schuurmans，2007）。自助干预有时由训练有素的从业人员或以小组形式提供便利，以刺激坚持并使用小组过程来增强治疗效果。它们也可以由个人使用者自行给药（国家健康与护理研究所，2020年）。自助干预具有最大化可扩展性的巨大潜力，因为其成本低，在使用时间方面具有灵活性，并且能够克服与系统相关的障碍（例如长等待名单）和态度障碍（例如尴尬，偏好自我管理）（Czyz等人，2013年; Levin等人，2016; Mains和Scogin，2003）。此外，由于大学生的数字素养更高，自我管理的压力管理干预措施可能比其他人群更容易被大学生接受（Fairburn和Patel，2017; Richardson等人， 2009年）。最近的对照研究发现，自助干预可以有效减少抑郁和焦虑（Andrews等，2018; Bennett 等人，2019;Cuijpers等人，2019; Karyotaki等人，2021年）。然而，这些研究通常集中在临床或亚临床抑郁或焦虑人群。元分析的证据通常缺乏非临床样本谁经历了高水平的感知压力。此外，关于该主题的系统性综述将有和没有人类支持的数字程序相结合（Davies等人，2014; Heber等人，2017; Lattie等人，2019年）。考虑到得到支持的自助干预措施比没有得到支持的自助干预措施更昂贵，对每种干预措施的效果进行元分析是有用的在本报告中，我们的目的是提出这样一个分析自助干预压力管理交付没有人的支持，我们在下文中称为自我指导。到目前为止，自我指导压力管理干预措施的效果，通常在患有身体疾病的人的样本中检查了元分析水平（Ugalde等人，2017）或成年人寻求帮助管理与工作有关的压力（理查森和罗斯坦，2008）。然而，越来越多的文献调查了自我指导压力管理干预措施在大学生非限制性样本中的效果。因此，我们专注于个人自我指导的压力管理干预措施，排除自助团体和指导自助干预措施。在我们的研究中，我们预期大学生样本在包容性特征方面存在差异，因此，我们调查了压力管理干预对两个大学生样本分别为：（1）那些被招募而不考虑其感知压力分数的大学生（以下称为“预先选择的大学生”），以及（2）那些被招募到研究中的大学生，这些研究仅针对基于标准化压力量表上的截止分数而具有高水平感知压力的学生（以下称为“预先选择的大学生”）。2. 方法根据系统性综述和荟萃分析（PRISMA）声明的首选报告项目报告了系统性综述和荟萃分析的结果（Liberati等人， 2009年）。2.1. 方案和登记前瞻性地确定了计划的检索策略、纳入标准和数据分析方法。该研究已在开放科学框架（OSF）中预注册。预先注册的协议可以可通过https://osf.io/23vck检索。2.2. 资格标准我们纳入了以下研究：1）随机对照试验，其中2）自我指导的自助压力管理干预与3）对照条件（照常护理，等候名单或注意力控制等）（4）高等教育。纳入的数据基于感知压力、心理困扰、抑郁和/或焦虑的连续结果心理压力/痛苦被认为是一个通用概念。在这项研究中，我们将心理压力/痛苦定义为由外部或内部需求引起的非特异性情绪和行为反应（Cohen等人，1995，pp. 6-7 ; Cohen等人， 2016;Ridner，2004）。因此，我们决定将抑郁和焦虑症状作为压力症状的结果，因为它们经常一起报告，并且在某些情况下在测试压力管理计划有效性的研究中互换使用。此外，抑郁和焦虑症状是两种最常见的情绪健康问题，因此，它们在概念上嵌入心理困扰的定义中（Ridner，2004）。尽管它们在现象学上具有独特的特征（例如，抑郁症的特征是积极情绪低，缺乏动力，失去兴趣或绝望，而焦虑症的特征是身体过度觉醒的症状，如不休息或易怒），它们彼此共享大量 的 非 特 异 性 成 分 （ Hammen ， 2015;Henry 和 Crawford ，2005;Lovibond和Lovibond，1995; Monroe，2008; Watson等人， 1995年）。鉴于这些情绪问题和高并发症之间存在强烈的联系，在这项荟萃分析中，我们包括抑郁和焦虑的结果，以更全面地概述压力管理干预措施的有效性。我们根据目标人群为两项荟萃分析定义了两个不同的合格标准。在第一次荟萃分析中，我们只纳入了对100多名大学生的研究。在第二项研究中，我们纳入了根据感知压力量表的截止分数预选大学生的研究。自我指导压力管理干预被定义为解决心理压力和应对技能的心理干预，其中个人在没有护理提供者帮助的情况下遵循该计划。我们增加了任何形式的自我指导压力管理计划，包括基于网络的，手机应用程序，书籍或音频。如果参与者仅出于技术支持（例如，如果他们在在线干预中访问平台时遇到问题）或数据收集的目的与研究人员联系，则我们纳入了研究。我们的研究中仅添加了英文版RCT我们排除了同伴支持团体，其中教练/治疗师提供关于学生进步的个性化反馈。我们排除了招募重点不是压力的研究。在此之后，我们排除了针对抑郁症干预的研究。和/或 焦虑 症状， 担心， 拖延，睡眠Y. Amanvermez等人互联网干预28（2022）1005033+困难或进食行为。我们还排除了未在同行评审期刊上发表的研究（如会议论文或学位论文）。2.3. 搜索策略我们从四个主要的书目数据库（即PubMed、PsycINFO、Embase和Cochrane Library）中检索了截至2020年4月29日的出版物。 我们已经建立了这个数据库，用于另一项研究，检查指导或亲自压力管理干预（Amanvermez等人，2020年）。我们使用相同的搜索字符串更新了这个数据库。我们根据RCT和年龄组筛选结果完整的搜索字符串以diX A表示我们还检索了一个数据库，其中包括由另一个研究小组开 发 的 大 学 生 心 理 干 预 有 关 此 数 据 库 的 详 细 信 息 ， 请 访 问https://www.crd.york.ac.uk/PROSPERO/display_record.asp？ID = CRD42017068758。2.4. 研究的选择在从数据库中检索研究并删除重复内容后，两名研究人员（YA和RZ）根据标题和摘要独立筛选研究。第一次筛选后，对选定研究的全文进行了资格审查。与高级研究人员（EK、LDW或PC）讨论了两名评估员之间的分歧。2.5. 数据提取和分类两名研究人员独立提取的数据包括：1）研究的特点（作者、出版年份、国家），2）干预措施的特点（理论背景、形式、长度），3）与研究设计相关的特征（对照条件类型、参与者入选标准、结局、评估时间、补偿、研究损耗率），（4）参与者的特点（年龄、女生比例、目标学生群体、招生策略、大学类型）。我们提取了女学生的百分比来描述纳入研究中性别分布的趋势，因为之前的研究表明女性参与者更有可能利用心理干预（Davies等人， 2014; Harrer等人，2019年b）。我们对选定的研究特征进行分类，以进行亚组分析。根据理论背景将压力管理计划分为四类：1）认知行为疗法（CBT），2）第在基于CBT的压力管理计划下评估了压力管理计划，包括认知重构或压力接种策略等组成部分（Ong et al.，2004年）。包括接受技术或正念概念与CBT策略相结合的方案，如接受和承诺疗法（ACT），或基于正念的认知行为疗法（MBCT）被归类为TW（Hayes和Hofmann，2017）。技能培训方案包括提高管理压力的特定技能的组成部分（例如提高目前的控制技能）。身心干预是主要使用正念、冥想、生物反馈或放松技术的方案（Astin等人， 2003; Ong等人， 2004年）。 我们将干预时间分为短暂、中度和长期，分别为1-4周、5-8周和8周。我们已经对以在线形式提供的模式进行了分类（包括基于网络的压力管理程序和/或移动设备）。电话应用）或其它（书和/或音频）。提取后测的受试者人数、平均得分和控制和干预条件的标准差，以计算效应量。如果这些数据不可用，我们提取其他可用的统计数据（即，p值、t得分或效应量），我们来计算效果大小。如果没有报告用于计算效应量的相关信息，则我们联系作者。如果作者没有回应，我们将该研究从我们的分析中排除。我们无法从4项研究的已发表报告中检索到相关数据。在联系作者后，我 们可 以获 得三 项 研究 的相 关数 据 （Nguyen-Feng et al. ，2015;Nguyen-Feng等人， 2019; Walsh等人，2019），这使我们能够计算效果大小。然而，我们无法检索到一项被排除的研究的相关数据2.6. 质量评估通过修订的Cochrane随机试验偏倚风险工具（RoB 2）评估偏倚风险（Sterne等人，2019年）。RoB 2包括五个领域：（1）随机化过程引起的偏倚;（2）偏离预期干预措施引起的偏倚;（3）缺失结局数据引起的偏倚;（4）结局测量偏倚;（5）报告结果选择偏倚（Sterne et al.，2019年）。然而，在本研究中，由于所有研究均使用自我报告的测量方法，因此省略了评估结局测量偏倚的领域。该问题本质上排除了结局评估者的盲态。因此，我们在RoB 2工具中仅评估了四个领域两名独立评估员（YA和RZ）通过回答信号问题评估了这些领域的每项研究。通过这样做，我们得到了在领域级别上的低偏倚风险、一些担忧或高偏倚风险的结果。然后，我们将每项研究的总体偏倚风险确定为低、一些担忧和高偏倚风险。如果至少两个领域的偏倚风险较低，且任何领域均无偏倚高风险，则确定研究的总体偏倚风险较低。如果至少有两个领域存在高偏倚风险或所有领域都存在一些问题，则认为总体偏倚风险较高。不符合这些标准的研究被评价为包含“一些问题“（例如，在三个领域存在“一些问题“，在一个领域存在低偏倚风险的研究）。两名评估员讨论了评估之间的差异。如果讨论结果未解决差异，2.7. 荟萃分析我 们使 用综 合荟 萃 分析 （CMA ） 软件 包和 meta （Schwarzer ，2007）、metafor（Viechtbauer，2010）和dmetar（Harrer等人，2019年a）包-年龄在R版本4.0.2。我们使用CMA计算每个研究的效应量，方法是将一项研究中感知压力、焦虑和/或抑郁的所有连续结果合并。然后，我们使用R来计算合并效应量，进行额外的分析，包括亚组分析，敏感性分析和测试出版偏倚。我们使用平均值、标准差和测试后评估时干预和控制条件下的学生人数计算每个研究的效应量。如果在一项研究中报告了多个结局，首先我们计算每项研究的合成效应量。如果目标结果之间存在高度关联，则这将导致这些结果的错误之间的高度相关性。在这种情况下，建议首先在研究中组合结果，并为每项研究生成一个效应量（Borenstein等人，2009年）。在我们的主要分析中，我们通过考虑这些结局之间的高度相关性，汇总了每项研究的综合效应量。因此，我们分别计算了每项研究的一个效应量（Hedges'g）。然后我们合并了效应量。作为额外的分析，我们还分别检查了压力管理计划对每个结果的影响。由于研究的广泛变异性，我们在随机效应模型下进行荟萃分析。0.2、0.5和0.8的效应量分别被解释为小、中和大（Cohen，1988）。我们还计算了需要治疗的人数（NNT），以改善研究结果的可理解性（Kraemer和Kupfer，2006年）。使用I2（Ioan-1）计算研究间效应量的平均值Nyndham等人， 2007年）。杂合子被认为是低，中度，Y. Amanvermez等人互联网干预28（2022）1005034=-Fig. 1. PRISMA流程图。如果I2值分别定量为25%、50%和75%，则高（Higgins等人， 2003年）。我们还计算了I2附近的95%CI。2.8. 发表偏倚通过检查漏斗图和测试漏斗图的不对称性进行截距的Egger检验来评估发表偏倚（Egger等人，1997年）。我们从漏斗图中估计了缺失研究的 数 量 ， 并 在 使 用 Duval 和 Tweedie 的 修 剪 和 填 充 程 序 （ Duval 和Tweedie，2000）插补缺失研究后重新计算了效应量。2.9. 额外分析一系列的亚组分析，使用混合效应模型进行了研究，以检查是否影响是不同的研究或干预的特点。我们对控制类型（AC vs. WL vs.CAU）、理论背景（CBT vs. TW vs.技能培训vs.身心）、研究长度（简短vs.中等vs.长期）、干预形式（在线vs.其他）、补偿（是vs.否）、招募策略（校园vs.受试者库vs.在线vs.混合）和偏倚评估风险（高vs.一些担忧vs.低）进行了亚组分析。我们还进行了敏感性分析，仅包括偏倚风险较低的研究，以获得最准确的结果。3. 结果3.1. 资料选择我们的检索从数据库检索中得到5242项研究，从其他来源得到350项研究。删除重复项后，我们共有3846项研究。根据标题和摘要筛选记录，3562项研究不符合纳入标准，因此被排除。在此之后，我们筛选了284项剩余研究的全文。结果，我们检索了26项研究，其中29项比较了10所大学的样本和4项预选学生的研究。这个过程的细节和排除研究的原因可以在图中看到。1.一、3.2. 研究特征研究对象为4468名在校大学生（干预组2400人，对照组2068人）.26项研究中有14项将干预措施与等候名单（WL）组进行了比较，10项研究与注意力控制（AC）进行了比较，2项研究与常规护理（CAU）进行了比较。在29个比较中，13个是心身干预，7个干预是基于TW方法。有六个技能培训和三个基于CBT的方案。几乎所有的研究都是在高收入国家进行的。其中一半的研究是在美国进行的。通过数据库检索识别记录（n = 5242）通过其他来源确定的其他记录（n = 350）删除重复项后的记录（n=3846）筛选的记录（n=3846）排除的记录（n=3562）评估合格性的全文文章（n = 284）定性综合中纳入的研究（N/A）纳入定量综合（荟萃分析）的高应力组（n =4）无法计算的效应量（n = 1）混合或其他人群（n = 10）否/其他对照条件（n = 2）无全文（n =4）未随机化（n = 1）其他入选标准（n = 22）其他干预（n = 180）其他语言（n =1）其他结局（n = 19）结果发表在另一篇论文中（n =3）资格筛选识别包括表1研究对象为非英语专业大学生的学习特点。类型（BRT）2) 增强GSR生物反馈的Benson松弛技术（BAR）3) CAU+GSR II记录器3）AC2）WL2）AC周月网址）2）WL2017Nguyen-Feng等人，2019控制干预2) 一个专注的干预3) AC（应力信息）1）生态瞬间干预16.23% ST在线是2周21.3 77.00%是ns美国（接下页）Y. Amanvermez等人互联网干预28（2022）100503研究招聘学生样本条件辍学%理论背景格式提醒长度年龄女性%补偿大学国家Barry等人，2019在线研究生1.正念项目百分之十二TW音频没有8周3881.50%没有公共AUS汉堡和受试者群体本科2. WL1)正念冥想百分之十三点三三TW在线没有4周NS72.00%没有NS美国洛克哈特，2017年Cavanagh等人，密Xed一般2）WL①的人。正念项目44.00%TW在线是的2周24.788.46%没有NS英国2013Fehring，1983年校园一般2）WL1)本森松弛技术百分之十MB图书+音频没有8周22.878.20%没有私人美国5Flett等人，2019受试者群体本科1)正念冥想百分之零点零九TW在线是的10天20.08NS是的公共NZ（顶空）2)正念冥想Flett等人，2020在线本科（微笑的心）1)正念冥想百分之二十二TW在线是的3-17.8767.60%是的公共NZFrazier等人，2015受试者群体心理学（顶空）1)现控干预43.20%St在线是的月2周NS75.00%是的NS美国Hazel-Stevens和Oren，2017年密Xed一般2)AC（仅应力信息）1) 正念减压阅读疗法2) WL百分之二十六TW图书+音频是的10-22.175.00%是的NS美国Hockemeyer和Smyth，2002年校园一般1)压力管理手册百分之十CBT图书+音频没有4周20.753.70%是的NS美国Kanekar等人，2010Kvillemo等人，在线校园国际一般1) 技能培训2) 健康干预（WellnessIntervention）1)互联网正念百分之三十五45.56%StTW在线在线是的是的2-8周24.6729百分之十二点八73.68%是的是的NSNS美国SWE2016培训Lee和Jung，2018校园本科2）AC1. 减压百分之二十点八七TW在线是的4周20.663.00%是的公共可以Levin等人，2014密Xed本科2. WL1)ACT大学生活2.61%TW在线是的3周18.3753.90%是的NS美国Levin等人，2016密Xed本科2）WL1)ACT-CL网站百分之二十三点五TW在线是的3周21.6176.90%是的NS美国Melnyk等人，2015在线本科2)心理健康教育1）COPE百分之二十三点一四CBT在线没有7周18.686.40%是的公共美国Muto等人，2011密Xed国际2）AC1)走出你的思想，进入百分之十二点八五TW书没有8周23.662.86%是的公共美国Y. Amanvermez等人互联网干预28（2022）1005036======-==---=-两项研究在英国、新西兰、加拿大和澳大利亚进行。其余的在瑞典、法国、爱尔兰和泰国进行。研究特征见表1。在对预选学生的研究进行的荟萃分析中，共纳入了491名参与者（干预组：N235;对照组：N256）。在四项研究中，两项研究使用AC作为对照组，另外两项研究使用WL。两个干预措施的基础上的技能培训，一个采用CBT技术，一个是基于TW原则设计的。关于参与者的入选标准，两项研究使用了基于感知压力量表（PSS-10）的截止评分（Cohen和Williamson，1988）。一项研究使用抑郁焦虑和压力量表（DASS-21）压力或焦虑子量表（Lovibond和Lovibond，1995），一项研究使用对压力事件的感知控制量表（PCOSES）（Frazier等人，2011年）。三项研究在美国进行，一项研究在英国进行。研究特征见表2。研究脱落率使用参与者数量计算被纳入研究但在测试后评估中失败的裤子。总体而言，27.77%（范围从0%到62.59%）的被调查大学生和28.8%（范围从2.08%到55.72%）的预选大学生没有提供完整的数据。3.3. 质量评估所有研究中的偏倚总体风险相当大。对2000名大学生的研究表明，26项研究中只有5项充分处理/报告了随机化过程。偏离预期干预措施产生的偏倚风险表明，14项研究符合低风险标准。在15项研究中，缺失的结局数据得到了适当的管理或详细的报告。我们仅评估了5项研究，认为其报告结果的选择偏倚风险较低。总共有11项研究被判定为总体偏倚风险较低，10项研究有一些问题，5项研究总体偏倚风险较高。偏倚风险评估的视觉演示见图1和图2。 2和3在预选大学生的研究中，随机化过程要么没有详细报道，要么有一些担忧。我们仅评估了一项在偏离预期干预措施方面偏倚风险较低的研究。4项研究中有2项被评估为缺失结局数据的偏倚风险较低。两项研究被认为在报告结果的选择方面具有较低的偏倚风险。总体而言，一项研究的偏倚风险较低，两项研究存在一些问题，一项研究的偏倚风险较高。对预选大学生进行的研究的偏倚风险评估见图2和图3。 四、五是细节。3.4. 主要分析自我指导压力管理计划的总体效应量与后测试的对照条件相比很小，但统计学上是一致的。对于中等学生样本具有统计学显著性（g0.19; 95% CI[0.10，0.29];p 0.001; n 29），各样本间存在中度异质性<研究（I248%; 95% CI [19-66%]）。NNT为9.43。基于-森林公园（图） 6），我们发现了两个离群值（Nguyen-Feng等人，2017年，正念干预和Paholpak等人，2012年）。后剔除离群值后，效应量仍然较低（g0.23; 95% CI [0.14，0.31];p<0.001; n27; I230%; 95% CI [0-56%]）。因此在对每种结局进行单独分析时，我们发现压力（g=0.25; 95%CI [0.15-0.35]; p 0.001; n = 26）、抑郁（g = 0.25; 95%CI [0.15<0.14; 95% CI[0.0395% CI [0.00-0.21];p 0.045; n19）。 研究间的异质性是中度的压力（I253%）、抑郁症（12（59%）焦虑（I246%）。 预测区间范围为0.15到0.54。 所有的-尾部列于表3中。根据漏斗图的检查，我们还发现了使用非线性样本的研 究 存在 发 表 偏 倚的 迹 象（图1）。 8）。Egger对截距的检验不显著招聘表1（续）研究条件学生样本理论背景辍学%提醒格式长度年龄女性%补偿国家大学学校类型2)生态瞬时评估1)在线正念2）WL1) 呼吸冥想2) CAU1) 我在控制压力2) WL1) MBCT-SH手册2) WL1) YOLO项目2) WL1) 野花2) AC1) 顶空2) WLO'Drivel等人，2019Paholpak等人，2012Saleh等人，2018Taylor等人，2014年维斯科维奇和Pakenham，2020 Walsh等人，2019Yang等人，2018本科生本科生一般本科混合教育校园混合教育校园混合教育在线TWMBCBTTWTWTWTW62.59%0.00%57.03%5.00%41.99%百分之二十点三七在线音频图书+音频在线留言在线留言是否是否没有ns23.2822.5428.6126.8520.0125.114周4周4周8周4周3周4周76.90%50.00%81.25%81.00%67.80%84.00%64.00%否否没有IRETHFRUKAUSCAN美国混 合公 共公 共nsns公共私人注. AC：主动控制;澳大利亚：澳大利亚; CAN：加拿大; CAU：像往常一样照顾; CBT：认知行为疗法;法国：法国; IRE：爱尔兰; MB：身心新西兰：新西兰; ST：技能培训; SWE：瑞典; TH：泰国; TW：第三波疗法;UK：联合王国; USA：美利坚合众国; WL：等候名单。Y. Amanvermez等人互联网干预28（2022）1005037=2 ==--==-=-=-=-- --- ---- ---（intercept：0; 百分之九十五 CI： 1.14然而 杜瓦尔和Tweedie的修剪和填充程序导致了一项插补研究。调整后的效应量较小（g0.18，95% CI [0.09; 0.28]，p0.001）。<对预选大学生研究的荟萃分析得出，低效应量（g=0.34; 95% CI [0.16<零异质性（I0%; 95% CI [0-79%]）。NNT为5.26。根据森林图的检查，我们没有发现异常值（图7）。我们对结果进行了单独分析，发现压力的效应量不显著（g=0.27; 95% CI[-0.04，0.58];p= 0.087;n= 3），对抑郁症的影响显著较小（g=0.29; 95% CI[0.10<[0.18 我们的研究结果显示，压力（ I256%）有中度异质性，抑郁（I20%）和焦虑（I20%）为零异质性0%）。 预测区间范围为0.05至0.73. 结果见表4。在对预选样本研究中的漏斗图进行评价后，结果未表明存在发表偏倚（图9）。Egger检验具有显著性（截距：6.173，95% CI [3.92在执行Duval和Tweedie的修剪和完整程序后，我们没有发现插补研究。3.5. 亚组分析和敏感性分析我们对未选择样本的研究进行了几个亚组分析。我们发现，理论背景，控制条件，干预的长度，ITT，招募策略，发送提醒和干预格式之间 没 有 显 着 的 关 联 。 我 们 发 现 ， 在 这 些 效 应 之 间 存 在 显 著 关 联（p=0.04）。大小和补偿有利于无补偿（g=0.34; 95%CI[0.16[0.03– 所有结果见表3。由于缺乏足够数量的研究进行此类分析，我们无法对预选样本的研究进行任何亚组分析。仅偏倚风险总体较低的研究的敏感性分析显示，效应量较低（g0.17; 95% CI [0.06预选样本的研究数量不允许我们进行敏感性分析。3.6. 长期结局很少有研究评估自我指导压力管理计划的随访结果，并且不同研究的随访时间点差异很大。尽管如此，我们汇总了长期影响的研究结果，长达6个月的随访，为600例样本，并发现一个不显着的影 响 （ g0 . 0 1 ; 95% CI [0.10-0.12];p0 . 8 2 1 ; n1 2 、 I22 4 % ）。同样，我们只对评估3个月随访结果的研究进行分析，发现对于10个样本（g0.00; 95% CI [ 0.13-0.13];p0.963; n9、I236%）。我们计算了预先选定的样本中自我指导压力管理干预长达3个月的长期影响，我们发现较小且具有统计学显著性的效应量（g=0.31; 95% CI [0.084. 讨论我们进行了两项随机对照试验的荟萃分析，一项是以10所大学为样本，另一项是以预先选定的具有高水平感知压力的大学生为样本，调查自我指导压力管理干预措施对大学生的有效性。在第一次荟萃分析中，我们纳入了26项研究，其中29项比较针对的是10所大学的学生，在第二次荟萃分析中，我们纳入了4项针对预选学生的研究。我们发现，与对照组相比，自我指导的压力管理干预措施在感知压力、抑郁和焦虑方面的 效 果 很 小 ， 且 具 有 统 计 学 显 著 性 。 我 们 还 发 现 了 一 个 小 的 和statistically显着的效果大小预选学生。偏倚风险表2预选大学生研究的研究特征。作者学生样本本科招聘条件入选标准理论背景St辍学%2.08%提醒格式周年龄补偿女性国家大学学校类型密XedChiauzzi等人，2008Hintz等校园1) 我的学生身体压力2) AC1) 当前控制干预，2) 目前的控制干预加反馈，3) AC1) 正念冥想（Mindfulness2) WL1) 生物基地计划2) WLPSS-10> 14在线是的2-周2-周NS51.46%没有美国受试者群体PCOSES ≤3心理学St百分之三十在线是的NS百分之七NS是的美国Huberty等人 ，2019Ponzo等本科密Xed百分之十九点PSS-10 ≥14在线TW8-周4-周是的21.13百分之八公共是的美国密XedDASS-21-S>14或DASS-21-A> 7一般CBT55.72%在线是的63.01%19.87NS是的注. AC：主动控制，CAU：像往常一样，CBT：认知行为疗法; DASS：抑郁焦虑压力量表; PCOSES：压力事件感知控制量表; PSS：感知压力量表; ST：技能培训; TW：第三波治疗; UK：联合王国; USA：美利坚合众国;WL：等候名单。英国Y. Amanvermez等人互联网干预28（2022）1005038图二、 对100 名大学生进行的研究的偏倚风险总结。图3.第三章。 对100 名大学生进行的研究的偏倚风险总结。Y. Amanvermez等人互联网干预28（2022）1005039见图4。 预选大学生研究的偏倚风险总结。图五. 预选大学生研究的偏倚风险总结。在纳入的研究中相当多。大学生心理干预的系统评估已经研究了几个心理健康问题，然而，据我们所知，这是第一个汇集所有自我指导压力管理干预的结果专门为大学生的研究。以前对自我指导计划的荟萃分析发现，在工作人群中的影响很小（Escherian等人，2017; Stratton等人， 2017）和一般人群（Heber et al.，2017年，关于压力和心理困扰。尽管非临床大学生群体的自我指导压力管理计划的证据有限，但一项数字干预的荟萃分析报告了对压力、焦虑和抑郁的低效应量（Harrer等人，2019年b）。我们的结果也与其他荟萃分析研究一致，这些研究检查了基于互联网的非临床或亚临床抑郁/焦虑干预措施（Deady等人， 2017; Zhou等人， 2016年）。一个可能的解释背后的低影响的自我引导-干预可能与人类缺乏相互接触有关。几项研究表明，在改善常见精神障碍症状方面，引导干预优于自我引导方案（Baumeister et al.，2014; Domhardt等人，2019; Karyotaki等人，2021年）。人的支持被认为是一种可能的变化机制，因为它被发现与更高数量的完成会话和增加的完成率相关（Dom-hardt等人，2019; Karyotaki等人，2021;Ni X on等人，2021），这可能与更好的干预结果有关（Karyotaki etal.， 2021年）。指导性干预的优越效果可能与支持性问责制的概念有关，支持性问责制被定义为刺激继续干预的动机的社会存在和/或动态互动（Mohr等人，2011年）。此外，如前所述，治疗关系已被认为是一个关键的共同因素，它可以刺激心理干预中的行为变化（Graves et al.，2017年; Wampold，2015年）。因此，缺乏反思过程 和反馈 而 转移 知识来自对日常生活的干预可能会限制自我指导干预的效果（Conley等人，2016; Pleva和Wade，2006; Rosen，1993; Rozental等人， 2014年）的报告。然而，我们应该注意到，大多数关于指导性和非指导性干预的相对有效性的现有证据因此，目前还不清楚指导和自我指导的压力管理计划是否产生不同的效果。未来的研究应该以一种面对面的方式来