广泛性焦虑症的网络自我定制治疗和定期支持析因设计试验

=-互联网干预28（2022）100531针对特定担忧的治疗与基于互联网的自我定制治疗，广泛性焦虑症，定期支持或支持需求：一项试验性析因设计试验Mats Dahlina，b，Andreas Johansson a，Harry Romare a，Per Carlbring c，Gerhard Anderssona，d，e，*a行为科学与学习系，林学平大学，林学平，瑞典bPsykologpartners，私人执业，Linköping，瑞典c瑞典斯德哥尔摩斯德哥尔摩大学心理学系d瑞典林雪平大学生物医学和临床科学系e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 EI N FO保留字：广泛性焦虑症的网络治疗按需支持析因设计个性化治疗个性化治疗A B S T R A C T研究表明，互联网提供的认知行为疗法（ICBT）可以有效治疗广泛性焦虑症（GAD）。这项试验性析因设计研究考察了两种类型的ICBT（针对担忧和定制治疗）和两种支持类型（每周计划支持和需求），对担心，焦虑和抑郁症状的措施。参与者（N=85）被随机分为四个治疗组。8周后，76.5%（n=65）完成了治疗后测量。意图治疗分析显示了显著的改善，在主要结果测量，宾州州立大学焦虑问卷（Cohen’s d = 0.77-1.43）上具有中等至大的组内效应。在所有组中均发现对第二次测量的影响较小至较大（Cohen d=0.13-1.66）。两组之间的结局指标无显著差异。接受定期支持和自我定制治疗的被评为比接受按需支持和针对特定担忧的计划更积极。一个限制是参与者人数少。试点结果表明，性别与焦虑症可以用针对具体问题的治疗方法和量身定制的治疗方法来治疗，而ICBT可以通过定期和按需提供支持来获得支持1. 介绍广泛性焦虑症（GAD）是一种常见的焦虑症，估计终生患病率为4.3-5.9%（Tyrer and Baldwin，2006）。在门诊和初级保健中，患病率为8- 10 % ， 使 GA D 成 为 医 疗 保 健 中 最 常 见 的 焦 虑 症 之一。设置（Revicki等人，2012年）。这种疾病的特征是过度的认知担忧，这种担忧存在的时间比不存在的时间长，并且被认为难以控制（美国精神病学协会，2013）。这种担心伴随着紧张、不安、睡眠困难和焦虑等症状。GAD影响生活的所有领域，具有高水平的个人痛苦和低生活质量（Revicki等人，2012年）。如果不治疗，则认为是慢性的（Yonkers等人，2003年）。鉴于该疾病的频率及其对个人和社会的高度负面影响，重要的是要开发不同的循证治疗，这些治疗可以在一系列环境中提供，并符合个人偏好。在过去的几十年中，已经开发出有效的互联网递送治疗方法用于一系列心理问题，例如焦虑和抑郁（Andersson et al.，2019 b），以及躯体疾病，如头痛和耳鸣（Andersson，2018）。研究表明，治疗师指导的互联网提供的认知行为疗法（ICBT）的效果与面对面治疗的效果一致，这是基于参与者被随机分配到面对面治疗的ICBT的研究（Carlbring等人，2018年）。最近的一项包括20项研究的荟萃分析表明，ICBT对GAD可能是有效的，与对照条件相比，对焦虑测量的影响大小为g0.79，对担忧测量的影响大小为g 0.75（Eilert等人，2021年）。还观察到对抑郁症状、功能障碍和生活质量的中度至重度影响。ICBT通常侧重于特定的诊断，模块按特定顺序排列。 治疗通常还包括每周*通讯作者：林克平大学行为科学与学习系，SE-58183林克平，瑞典。电子邮件地址：gerhard. liu.se（G.Andersson）。https://doi.org/10.1016/j.invent.2022.100531接收日期：2022年2月23日;接收日期：2022年3月21日;接受日期：2022年3月25日2022年3月26日网上发售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/inventM. Dahlin等人互联网干预28（2022）1005312=××临床医生的支持（Andersson，2018）。先前关于基于互联网的GAD治疗的几项研究已经使用了这种方法，产生了积极的效果（Andersson等人，2012 b; Paxling等人，2011年;罗宾逊例如，2010; Titov等人，2009年）。使用专注于一种诊断的固定模块的治疗的一个可能的限制是，它们可能无法解决共病问题（例如失眠）或适合关于治疗材料的个人偏好。根据患者偏好调整干预措施可能对依从性和治疗结果产生积极影响（Arnkof等人，2002年）。在一项关于互联网提供的抑郁症治疗的研究中，参与者被要求在ICBT或互联网提供的心理动力学治疗（IPDT）之间做出选择，并评估做出这种选择作为衡量偏好强度的一种方式的重要性（Johansson等人，2013年）。在ICBT组中，偏好的强度与依从性和结果相关，作者得出结论，偏好的强度可能对互联网提供的治疗具有预测价值。这并不奇怪，因为在随机试验中有一篇关于治疗偏好的文献显示，获得首选治疗的影响很小，但具有统计学显著性（Delevry和Le，2019）。广泛性焦虑症患者的共病率很高，例如抑郁症和其它焦虑症（Revicki等人，2012年）。这些共病问题在诊断特异性治疗中可能没有充分靶向，即使已知当治疗GAD时至少一些共病问题可能减少（Newman等人，2010年）。已经提出跨诊断治疗作为一种可能的方式，通过靶向心理健康的一般过程而不是与特定诊断相关的症状来解决共病问题（Sauer-Zavala等人，2017年）。关于transdiagnosisICBT的几项研究包括GAD作为主要或共病状况的参与者，显示出积极的结果（Dear等人，2015; Johnston等人，2011; Titov等人，2010年）。另一种解决共病问题并同时结合个人偏好的方法是量身定制治疗。定制治疗基于以下假设：通过为不同的个体选择不同的治疗材料，每种治疗都可以适应特定的问题和/或偏好，从而改善依从性和结果（Carlbringet al.，2011年）。治疗可以通过两种方式进行调整：由心理学家根据筛查结果进行管理，或者由患者自己根据自己的偏好描述治疗成分。 考虑选择治疗成分的另一个原因是观察到一些客户可能以前参加过CBT，阅读过自助书籍，可能尝试过但未能从CBT中受益。CBT技术。即使他们已经受益，他们可能仍然喜欢测试不同的东西而不是重复同样的技术。在Carlbring et al.（2011）关于焦虑症定制治疗的早期研究中，54名参与者（11名诊断为GAD）接受了预先治疗。在10周的治疗期内，临床访谈和报告的偏好。结果显示，与对照条件相比，所有测量结果均存在显著且较大的组内效应以及中等程度的组间效应。在一项包括100名参与者（22名患有原发性或继发性GAD诊断）的对照有效性试验中，在具有焦虑和抑郁症状的全科人群中测试了定制治疗（BergmanNordgren et al.，2014年）的报告。治疗是定制的（即，类型，数量和模块的顺序）由研究人员根据初步筛选。与对照组相比，平均组间效应为d0.59。在包括27名患有混合性焦虑的参与者（5名患有GAD诊断）的开放研究中评估了自定制治疗（参与者被指示从10个可能的模块中选择7个）（Andersson等人，2011年）。在治疗后的所有结局指标上均观察到较大的组内效应。此外，在一项包括19项针对焦虑和抑郁症状的跨诊断或定制ICBT对照研究的荟萃分析中，对焦虑（g=0.82）和抑郁（g = 0.83）=0.79）与对照条件相比（P.a.s.J.arelu等人， 2017年）。对于GAD症状，影响为中度（g=0.58）。那里量身定制和跨诊断治疗之间没有差异在几项研究中发现，在ICBT中增加临床医生的支持可以改善依从性和结局（见Baumeister的综述例如，2014年）的报告。然而，对于具有 有 意 义 的 效 果 的 载 体 的 最 佳 递 送 频 率 、 含 量 和 模 式 知 之 甚 少（Hadjistavropoulos等人，2018年）。提出的按需支助是一种灵活和具有成本效益的提供支助的方式，同时保留支助职能的积极方面。在一项比较不同支持类型的早期对照试验中，社交恐惧症参与者被随机分配到每周支持、按需支持或纯自助治疗组（Berger et al.，2011年）。三组间临 床 结 局 或 脱 落 率 无 显 著 差 异 。 这 些 结 果 与 最 近 的 研 究 一 致（Hadjistavropoulos等人，2019年），这表明按需支持可以与计划支持一样有效。然而，在一项研究中，惊恐障碍患者被随机分配到一个自助计划，计划支持，按需支持或等待列表对照组，观察到对依从性，临床结局和脱落的显著影响，有利于计划支持Oromendia et al.（2016）。在一项偏好研究中（Hadjistavropoulos等人，在支持类型方面，78%的人倾向于每周支持，而不是按需支持。喜欢的客户每周支持的2.7倍更有可能有广泛性焦虑症或恐慌发作和更高的基线分数然而，两组之间未观察到临床结局差异。作为进一步探索治疗内容和支持类型的影响的一种方式，这项试验性随机析因设计研究旨在比较两种类型的自助计划：一种是针对特定担忧的计划，另一种是自定制计划，参与者可以从一系列模块中选择自己的治疗成分。我们还测试了两种支持类型的效果：每周定期支持与按需支持。2. 方法2.1. 研究设计该研究方案在www.example.com上注册ClinicalTrials.gov（注册号NCT 03807193 ） ， 并 获 得 瑞 典 林 可 平大 学 伦 理 委 员 会 的 批 准（2018/533-31）。 知情同意书通过在线表格获得，该表格是强制性的，以便获得筛选。由于该研究旨在研究治疗之间的差异，以及不同的支持类型和变量之间可能的相互作用效应，因此采用2 2 2析因设计，分配比例为1：1：1.1析因设计是研究变量之间差异的有效方法，无需传统的等待列表控制，因为每组/对照都有控制条件。此外，研究中使用的治疗方法已经与先前试验中的等待名单对照进行了比较，结果是积极的。由于试验设计将需要非常大的组间效应，或用于测试相互作用的非常大的样本，我们决定将该研究作为试点析因设计试验进行（Eldridge等人，2016年）。我们这样做是为了调查主要影响和测试可行性方面的治疗结果的基础上，两个调查的自变量（治疗和支持形式）。通过比较前后测量结果来计算结果2.2. 招聘在www.iterapi.se/sites/origo/治疗平台www.example.com上创建网站iterapi.nu（Vlaescu等人，2016），并提供有关该研究的信息以及如何注册。广告是通过社交媒体，在瑞典全国性报纸和网站studie.nu上完成的。注册后，参与者可以访问在线问卷和人口统计学问题进行初步筛选。先前的研究表明，在线管理自我报告问卷并保持良好的心理测量特性是可能的（van Ballegooijen等人，M. Dahlin等人互联网干预28（2022）1005313==2016年）。入选标准为：（a）18岁或以上，（b）根据DSM-5对GAD的诊断标准筛选为阳性（不一定是唯一的诊断），（c）宾夕法尼亚州立大学焦虑问卷（PSWQ）45分或更多（Meyer et al.，1990），以便进行访谈，（d）瑞典语流利，（e）每天使用计算机和互联网，（f）目前没有药物或酒精滥用，（g）没有主动自杀意念，（h）目前没有心理治疗，以及（i）如果使用精神病药物，稳定剂量（在过去六周内没有剂量调整或在不久的将来计划调整）。在线筛选后，通过诊断访谈联系参与者进行进一步筛选，或告知他们不符合最初的入选标准。迷你国际神经精神访谈（M.I.N.I.）版本7.0.1（Sheehan等人，1998年）是在一位经验丰富的临床心理学家的监督下，由6x名研究生之一通过电话进行的。关于入选或排除的最终决定在入组会议期间做出。主要研究者、本文的第一作者和参与研究的临床心理学学生出席了这些会议。通过电话与被排除在外的人联系，告知被排除在外的原因，如果需要，鼓励他们寻求初级或专家护理的帮助。筛选和入选期持续三周。入选后，参与者被随机分配到四组：I）针对具体担忧的治疗和每周支持，II）针对具体担忧的治疗和按需支持，III）自定义治疗和每周支持，或IV）自定义治疗和按需支持。林克平大学的一名员工没有参与这项研究，他通过在线服务进行了随机分组2.3. 措施在研究登记时收集基线测量值（包括在筛选中）。在8周后治疗结束时收集治疗后测量值，与治疗前测量值相似。例外的是我们没有进行酒精使用障碍识别测试（AUDIT）（Saunders等人，1993），增加了负面影响问卷（NEQ）（Rozental等人，2016年）和关于治疗经验的问题。在治疗后进行第二次诊断电话访谈主要结果测量是宾夕法尼亚州立大学焦虑问卷（PSWQ）（Meyer等人，1990年）。该问卷旨在评估担忧的严重程度，具有良好的心理测量学特性，对变化敏感，使其成为评估担忧的金标准。 使用PSWQ上的45分截止分数作为初始入选标准（Behar等人，2003），基于这样的基本原理，即该截止值在寻求高水平担忧帮助的人群中具有高灵敏度和特异性。关于次要结局，纳入了三份额外的问卷，以评估GAD症状和焦虑。首先，我们使用广泛性焦虑症问卷IV（GAD-Q-IV）（Newman等人，2002），其被设计为根据精神障碍诊断和统计手册（DSM）捕获GAD诊断的存在。第二，广泛性焦虑症7项量表（GAD-7）是评估担忧和焦虑症状的简短问卷（Spitzer等人，2006年）。第三，Beck焦虑量表（BAI）评估焦虑症状的存在（Beck等人，1988年）。还包括针对抑郁症状的两份问卷。首先，修订的贝克抑郁量表（BDI-II），其设计用于评估抑郁症状的水平（Beck et al.，1996年）。通过区分焦虑和抑郁症状，BAI和BDI-II的设计尽可能减少重叠。其次，我们使用简短的患者健康问卷（PHQ-9）评估抑郁症状的水平（Kroenke et al.，2001年）。除了症状测量外，还使用以下问卷：Brunnsviken简明生活质量量表（BBQ），以评估感 知 的生活质 量 （Lindner等人，2016年），一般自我效能量表（GSE）评估自我效能（Loveet al.，2012），以及评估心理灵活性的接受和行动问卷II（AAQ-II）（Bond等人， 2011年）。此外，AUDIT用于最初筛选酒精消耗（Saunders等人，1993年）。最后，创建并纳入了关于GAD和CBT的知识测试（未发表的材料），由22个多项选择题组成（Cronbach α 0.65）。以下是项目的例子：焦虑危险吗？为什么一个患有广泛性焦虑症的人会根据认知行为疗法的原则过度担心？2.4. 参与者图1显示了登记、入选、随机化和测量后完成率的流程图，表1中显示了人口统计学信息。最终，共有85名参与者入选。由于资源有限，我们无法面试所有申请人。大多数为女性（82.4%），平均年龄为41.46岁（SD 14.81）。在85名参与者中，81名（95.3%）符合M.I.N.I.的所有GAD标准，作为主要或次要问题。在对筛查措施（PSWQ、GAD-Q-IV和GAD-7）的结果与访谈一起进行评价后，决定纳入4名在诊断访谈中不符合所有标准的参与者，因为总体临床表现以担忧和GAD症状为主要特征。一些参与者（65.8%）对一种或多种共病诊断筛查呈阳性。最常见的共病诊断是抑郁发作（37.6%），其次是社交焦虑障碍（27.1%）、惊恐障碍（23.5%）和强迫症（11.8%）。大多数患者还有抑郁发作史（68.2%）。2.5. 治疗所 有 的 材 料 ， 措 施 和 基 于 文 本 的 通 信 访 问 通 过 研 究 的 网 站（Iterapi.nu）。Iterapi.nu 是一个安全的平台，其被开发用于提供基于互联网的问卷、治疗和具有双因素认证的在线交流，该双因素认证已经在基于互联网的治疗的研究中使用了数年（Vlaescu等人，2016年）。入选后，向所有参与者发送信息，解释他们被随机分配的治疗和支持类型。他们被指示立即开始治疗，每周使用七个模块中的一个，如果需要，可以额外使用一周。两种处理具有相同的总体结构。它们都持续了八周，包括七个模块，从一开始就可以访问，并通过相同的治疗平台访问。针对忧虑的治疗 是 程序 (In瑞典人称之为Oroshjaülpen），针对GAD和高度担忧者开发。它基于接受，正念和有价值的行动策略。这些模块以固定的顺序排列，相互建立，以帮助患者更深入地了解担忧以及如何通过不同的技术解决担忧。在先前的两个试验中已经评估了具有每周支持的忧虑特定计划（Dahlin等人，2016 a; Dahlin等人，2016 b），对担忧，焦虑和抑郁症状的测量具有显着和中度至大型组内和组间影响。在一个小型的开放式研究中，专门针对担忧的计划是通过按需提供支持和自动化消息来提供的。结果显示在治疗后显著的和中等至大的组内效应（Dahlin等人， 2020年）。在自我定制的治疗中，参与者被提供了14个模块，并被指示选择他们认为最适合他们的7个模块。这些单元的结构都是一样的，包括心理教育和针对单元所处理问题的练习。所有模块都取自我们研究小组以前对基于互联网的治疗的研究。这些模块涵盖了焦虑，担忧，抑郁，睡眠问题和压力等主题，以及特定的技术，如认知重建，M. Dahlin等人互联网干预28（2022）1005314完成在线筛选（n=215）在线筛选不完整（n=35）在网站上注册（n=250）=测量后测量后测量后测量后未完成术后测量（n=20）意向治疗分析（n=85）纳入和随机化（n=85）退出研究（n=4）排除（n=15）亚临床问题（n=7）其他严重精神疾病（n=8）诊断访谈（n=104）筛选期后未接受访谈（n=111）图1.一、 显示登记、入选、随机化、后测量和数据分析的流程图。正念、接受、放松和预防复发。鼓励参与者包括介绍模块以及复发预防模块，但可以选择不这样做2.6. 支持四个硕士临床心理学的学生，在他们的五年临床计划的最后一个学期，提供了一个有经验的临床心理学家的监督下的支持。如果需要的话，研究小组也可以联系精神科医生。研究中包括两种支持类型：每周计划和按需提供。在每周支持中，参与者被要求每周发送一份工作报告，并在48小时内收到反馈。他们也可以在其他时间提问。支持心理学的学生被指示保持每周15分钟内与每个病人的工作，并联系参与者，如果没有在周末发送报告。指导按需支持条件下的参与者自行完成治疗，如果他们需要任何帮助或澄清，请联系支持人员。这两种情况的支持指南指出，信息应该简短，重点是解决问题的困难和有关治疗的问题。支持者还被指示使用验证并对工作给予积极的反馈，并在可能的情况下参考治疗模块中的信息而不是在模块之外添加额外的信息2.7. 统计分析单因素方差分析用于检查治疗前测量的组差异。卡方检验用于调查人口统计学特征和测量后完成的差异。采用重复测量方差分析法考察治疗前后组内效应、治疗条件和支持形式的主效应。最后，研究了相互作用的影响。在80%把握度和5% α水平下，该研究具有足够的统计把握度来检测主要效应/对比的中度效应（d0.50）。然而，相互作用效应和小的组间效应的功效是有限的，这是预期的，因为所有四个条件都是活跃的。我们也没有考虑非劣效性，这将需要更大的样本。即使可以在不考虑统计功效和假设检验的情况下进行试点试验（Eldridge等人，2016年），将提出治疗结果，即使他们应该谨慎解释。此外，治疗结果的正式假设检验可以作为未来试验的指标。使用SPSS中实施的多重插补来处理缺失数据。 我们检查了数据，并决定随机缺失（MAR）条件将适用。Schafer and Graham's（2002）按需定制的计划支持（n=22）自定义计划每周支持（n=21）&按需提供针对特定担忧的计划针对特定担忧的&每周支持计划（n=21）M. Dahlin等人互联网干预28（2022）1005315==-=-===-=-=-表1入选受试者的人口统计学特征。按需(82.4%）根据建议，进行了20次插补，并将合并结果用于重复测量ANOVA。使用Cohend，通过从治疗后测量的平均评分中减去治疗前测量的平均评分，并将结果除以合并标准差，计算组内效应量。2.8. 临床意义及可靠性变化采用Jacobson和Truax（1991）方法评估临床意义。根据Fisher的计算（Fisher，2006），可靠的变化被设定为7分或以上，PSWQ的得分也要求为47分或以下。3. 结果3.1. 入组、基线特征和损耗该研究包括85名参与者。人口统计学数据见表1。治疗前指标无显著差异，或观察组间人口统计学变量（均P<0.05）。0.05）的范围内。 后处理 措施 是 回答 通过 65名与会者(76.5%），四组间完成率无显著差异，χ2（3，N85）1. 60，p 0. 66。但完成者与未完成者的BAI评分差异有统计学意义，F（1，83）5.31，第024页。 未完成者的BAI平均得分为治疗前为25.95（SD10.85），而完成者的平均评分为21.05（SD7.41）。精神药物的使用也存在显著差异，χ2（2）7.94，p 0.019，未完成者中为50%，而使用精神药物的完成者中为18.5%。3.2. 主要结局指标PSWQ的重复测量ANOVA显示时间的组内效应显著，F（1，81）127.47，p.0001，ηp2<0.608，但治疗形式、支持类型或治疗与支持之间的任何相互作用均无显著影响，如表2所示。在-四组的组效应（Cohen'sd）为：d=1.43（CI 95%=0.99-0.86（CI 95%=0.51-1.21），对于按需支持的特定担忧计划，d = 0.77（CI 95% = 0.42-1.11），对于每周支持的自定义治疗，d = 0.77（CI 95%= 0.42-1.11），以及d 0.95（CI 95% 0.60-1.31），对于按需支持的自定义计划。组内效应为对于接受特定担忧程序的整个样本（n = 42），d=1.28（CI 95%=1.08-组内效应为在每周支持条件下（n = 42），整个样本的d=1.22（CI 95%=0.93忧虑专用程序&周线支撑忧虑专用程序&按需定制方案&周线支撑定制方案&总（n= 21）（n=21）（n= 21）（n=22）（n=85）性别女性18人（85.7%）17人（81%）15人（71.4%）20人（91%）70男性3人（14.3%）4人（19%）6人（28.6%）2人（9%）15(17.6%）年龄是说41.4839.1946.039.2741.46SD17.0213.5514.1514.3114.81婚姻状况单个5人（23.8%）6人（28.6%）5人（23.8%）4人（18.2%）20(23.5%）结婚7人（33.3%）7人（33.3%）3人（14.3%）10人（45.5%）27(31.8%）同居8人（38.1%）7人（33.3%）11人（52.4%）8人（36.4%）34人（40%）其他1人（4.8%）1人（4.8%）2人（9.5%）0（0%）4人（4.7%）最高小学0（0%）0（0%）1人（4.8%）1人（4.5%）2人（2.4%）教育5人（23.8%）3人（14.3%）3人（14.3%）2人（9.1%）13学校(15.3%）大学15人（71.4%）17人（80.9%）14人（66.6%）18人（81.8%）64(75.2%）其他1人（4.8%）1人（4.8%）3人（14.3%）1人（4.5%）6人（7.1%）职业学生4人（19%）4人（19%）1人（4.8%）3人（13.6%）12(14.1%）工作12人（57.1%）14人（66.7%）14人（66.7%）13人（59.1%）53(62.4%）失业1人（4.8%）1人（4.8%）1人（4.8%）0（0%）3人（3.5%）其他4人（19.0%）2人（9.5%）5人（23.8%）6人（27.3%）17(20.0%）诊断1例诊断6人（28.6%）7人（33.3%）7人（33.3%）9人（40.1%）29(34.1%）2个诊断8人（38.1%）7人（33.3%）7人（33.3%）10人（45.5%）32(37.6%）3个诊断6人（28.6%）6人（28.6%）4人（19.0%）3人（13.6%）19(22.4%）4诊断1人（4.8%）0（0%）3人（14.3%）0（0%）4人（4.7%）5个诊断0（0%）1人（4.8%）0（0%）0（0%）1人（1.2%）精神药物从不15人（71.4%）14人（66.7%）13人（61.9%）9人（40.9%）51人（60%）先前1人（4.8%）3人（14.3%）3人（14.3%）5人（22.7%）12(14.1%）电流5人（23.8%）4人（19%）5人（23.8%）8人（36.4%）22M. Dahlin等人互联网干预28（2022）1005316--=-===表2整个样本中的治疗效果（n= 85）。时间治疗支持治疗 * 支持最大值0.608 0.002 0.002 0.010Gad-7df 1，81 1，81 1，81 1，81完成后治疗的参与者40（61.5%）显示出可靠的变化，没有参与者显示出恶化。考虑到治疗意向，认为脱落者没有改善，47%的患者发生了可靠的变化。恢复被定义为做出可靠的改变，并且PSWQ得分低于47分。总体而言，65名参与者中有17名（26.2%）符合这一标准。值得注意的是，进入电话面试的最初筛选标准只有45分。然而，这并不是唯一的入选标准，回顾起来，这一标准太低，因为纳入的参与者都没有这样的标准。入学分数低，最低分为49分（72%的学生有Fηp2GAD-Q-IV80.12* 0.482012年12月31日治疗前评分60分以上）。考虑到治疗意向，假设辍学者都是无应答者，相应的数字将是20%。两组之间无显著差异df 1，81 1，81 1，81 1，81F43.94*1.54 1.25 1.28最大值0.350 0.019 0.015 0.016白df 1，81 1，81 1，81 1，81两种治疗包括未改善的脱落者，χ2（1，N85）75，p.38，或两种支持类型，χ2（1，N85）1. 98，p. 16，在恢复率方面。观察到的恢复率为7/21，在每周一次的支持下，在按需支持下的定制治疗中为4/22，在按需支持下的定制治疗中为3/21，在每周一次Fηp2BDI-IIηp烧烤GSE2.02 0.04 0.482019 - 04 - 25 00：00：002014年12月31日支持.3.3. 次要结局指标重复测量ANOVA显示时间对所有次要测量的显著组内效应，如表2所示。未观察到治疗形式、支持类型或治疗与支持之间的相互作用的显著影响（见表2）。组内效应（Cohen'sd）范围从非常小（0.13）到大（1.66）（见表3）。效果大小通常是最大的担心特定的程序与每周的支持，其次是担心特定的程序与支持的需求和自我定制的治疗与每周的支持。按需提供支助的自我定制治疗效果最小。3.4. 临床访谈在85名参与者中，58人完成了治疗后诊断访谈。治疗后，58名参与者中仍有10名（17.2%）符合GAD标准。假设认为仍有GAD的脱落者的治疗意向百分比会增加（44%）。包括所有参与者，治疗类型之间没有显著差异-收到的信息，χ2（1， N=85） = 0.75，p =0.37， 无差异1.81 1，81 1，81 1，81关于支持类型，χ2（1，N=85）=1.98，p=0.16。在10个par-Fηp212.31**0.81 0.24 2.550.129 0.009 0.003仍然符合GAD标准的患者中，5人接受了具有按需支持条件的自我定制治疗，3人接受了知识df 1，81 1，81 1，81 1，81F22.11*1.92 0.51 0.29最大值0.213 0.023 0.006 0.003PSWQ=宾州州立大学焦虑问卷; GAD-Q-IV=广泛性焦虑障碍量表-IV; GAD-7=广泛性焦虑障碍7项量表; BAI=贝克焦虑量表; BDI-II=贝克抑郁量表-II; PHQ-9=患者健康问卷-9; AAQ-II=接受和行动问卷; BBQ= Brunnsviken简明生活质量量表。* p≤ 0.05。** p≤ 0.01。*** p≤0.001。按需支助条件（注43）。 支持类型的组间差异为d0.14，在按需支持条件下，支持每周支持。治疗的组间效应较小且不显著（d0.10），支持忧虑特异性方案而非自定义治疗。整个样本的治疗效应见表2，效应量见表3。可靠的变化定义为从治疗前到治疗后PSWQ改善或恶化7分或以上。的652名患者参加了按需支持的特定担忧计划，无患者参加了计划支持的特定担忧计划。此外，3名参与者（5.2%）符合当前抑郁发作的标准，其中2名参与了具有按需支持条件的特定担忧计划，1名参与了具有按需支持条件的特定担忧计划。自我定制的治疗与每周的支持。根据临床总体印象-七分制后来被分为三类：改进型，没有变化，或者更糟。在完成治疗后访谈的58名参与者中，48名（82.7%）被 评定为改 善，7 名（12.1%）被 评定为无 变化， 3 名（5.2%）被评定为恶化。如果使用意向治疗，并且脱落率评定为无变化，则评级为：56.5%改善，40%无变化，3.5%恶化。对于被评为没有变化的辍学者，四组之间存在显著差异，χ2（6）=4.65，p=0.59。3.5. 模块选择在自我定制的治疗中，参与者被要求从14个可能的模块中选择7个。强烈鼓励他们选择介绍模块和最终的复发预防模块。所有的参与者都选择了第一个模块，除了一个之外，所有的都选择了预防复发PSWQDF1、811、811、811、81F127.47*0.12*0.120.88DF1、811、811、811、81F84.46*1.050.134.14ηp20.5070.0220.0010.067PHQ-9DF1、811、811、811、81Fηp273.15*0.4731.740.0210.430.0051.890.023AAQ-IIDF1、811、811、811、81F 220.52*1.140.490.24DF1、811、811、811,81F22.68*0.110.350.27ηp20.2170.0010.0040.003M. Dahlin等人互联网干预28（2022）1005317==-==表3治疗前和治疗后测量的平均值和标准差（意向治疗分析，n=85）和组内效应（Cohen’s d）。是说63.9052.5763.1056.2563.9055.9462.4554.64SD5.178.336.438.506.4810.805.049.42Cohen的d1.430.860.770.95Gad-7是说11.574.7210.766.3610.956.048.416.14SD5.252.984.213.974.274.063.674.93Cohen的d1.661.081.180.53GAD-Q-IV是说9.536.479.266.778.877.027.406.19SD2.522.722.412.982.712.953.053.08Cohen的d1.170.920.650.39白是说24.2911.7824.1013.7321.1912.7519.3612.55SD9.336.068.878.097.536.457.877.67Cohen的d1.631.221.210.88BDI-II是说20.627.3321.7613.1819.4811.7816.099.22SD11.536.237.738.749.329.675.638.45Cohen的d1.501.040.810.98PHQ-9是说11.144.7912.296.8610.335.688.776.02SD5.623.175.335.114.294.084.264.04Cohen的d1.441.041.110.66AAQ-II是说30.9526.5830.8625.9428.6227.0928.1824.86SD6.825.447.238.837.207.177.097.49Cohen的d0.690.610.220.46烧烤是说44.2451.9339.4849.7340.9050.5542.3648.67SD19.8118.9719.9019.1719.6419.5517.1116.81Cohen的d-0.40-0.52-0.49-0.38GSE是说25.3828.1123.9526.4222.3824.7725.6826.51SD6.895.646.055.907.227.056.346.75Cohen的d-0.44-0.41-0.33-0.13知识平均值15.8117.2916.1417.1516.1017.9116.9518.17SD3.112.562.572.593.662.392.301.73Cohen的d-0.52-0.39-0.60-0.61PSWQ=宾州州立大学焦虑问卷; GAD-Q-IV=广泛性焦虑障碍量表-IV; GAD-7=广泛性焦虑障碍7项量表; BAI=贝克焦虑量表; BDI-II=贝克抑郁量表-II; PHQ-9=患者健康问卷-9; AAQ-II=接受和行动问卷; BBQ= Brunnsviken简明生活质量量表。module. 图2显示了所选模块的频率，除了两个推荐的模块。3.6. 坚持治疗在完成整个治疗的比率上有显著差异，有利于有计划的补充治疗的特定担忧计划，port，χ2（3）9.41，p.024 . 在 的 特定忧虑 程序在计划的支持下，15名参与者中有12名（80.0%）完成了所有模块，而18名参与者中有10名（55.6%）完成了特定担忧计划，按需支助：15名患者中有4名（26.7%）接受了有计划的支助的自助治疗，17名患者中有7名（41.2%）接受了按需支助的自助治疗。四组之间平均模块完成率的差异未达到统计学显著性，F（3，61）2.73，p0.051。事后检验显示，每周支持的忧虑特定计划组和按需支持的自定义治疗组之间的平均模块完成率存在显著差异，有利于第一组（p 0.047 ），但其他任何组之间均无差异。表4列出了治疗期间完成模块的百分比。针对具体问题的每周计划支持&（n=21）Pre Post按需提供针对具体问题的计划&（n= 21）Pre Post自定义计划每周支持&（n= 21）Pre Post按需定制的计划支持&（n=22）Pre PostPSWQM. Dahlin等人互联网干预28（2022）1005318==-==-====-=-=-=-302520151050图二、在自定义条件下选择模块的频率（强制性的入门和预防复发模块除外）（n=43）。表4完成治疗模块的受试者总数和百分比（n=65）。一n（百分比）模块164(98.5%）模块263(96.9%）模块357(87.7%）模块453(81.5%）模块551(78.5%）模块641(63.1%）模块733(50.8%）一 一个完成零模块。3.7. 用于提供支持的向接受按需支持的参与者提供支持的平均时间为5.6（SD= 3.54）分钟，而在计划支持条件下为59.9（SD=8.0）分钟。3.8. 不良事件没有参与者表现出可靠的恶化，被评为与治疗前评分相比，PSWQ上7分或7分以上的负变化。然而，一些国家报告了国家环境质量调查表方面的负面经验。在每周支持的特定担忧计划中，完成治疗后措施的15名参与者中有10名（66.7%