《2020-2026号电信与信息服务业务经营许可证》自然主义评估男性心理健康幸福应用程序的研究

《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许可证》编号：2020-2026对一款以运动为主题的心理健康和幸福应用程序（MindMax）进行自然主义评估，该应用程序包含应用视频游戏和游戏化温思成a，陈伟文a，崔西达文波特a，丹尼尔约翰逊b，凯莉维拉b，乔米切尔c，伊恩湾希基aa悉尼大学大脑与思维中心，94 Mallett St，Camperdown，Sydney，NSW 2050，Australiab昆士兰科技大学（QUT），S座，10楼，1039，花园点校园，布里斯班，QLD 4000，澳大利亚地址：5 Glasshouse Road，Collingwood，Melbourne，VIC 3066，AustraliaA R T I C L E I N F O关键词：幸福感电子游戏娱乐男性健康心理健康足球A B S T R A C T导言：虽然男性的求助率低于女性，但缺乏针对男性的心理健康干预。为了解决这个问题，我们开发了一个名为MindMax的智能手机应用程序，这是一个以澳大利亚足球联盟（AFL）为主题的应用程序，包含来自积极心理学和接受与承诺疗法的心理教育模块教学策略。MindMax还结合了游戏化，休闲视频游戏和社交联系，旨在吸引对AFL感兴趣的男性澳大利亚人。这项研究报告了一项自然主义试验的结果，旨在调查使用MindMax是否与改善幸福感，恢复力和寻求帮助的意图有关。方法：我们从2017年7月到2018年5月进行了一项自然主义试验，参与者可以随意使用MindMax，并被要求在多个时间点回答幸福感调查。由于我们采用了定制版本的一般求助问卷（GHSQ），我们进行了探索性因素分析，并提取了两个因素，我们解释为“个人求助”和“非个人求助”。进行混合设计MANOVA，其中包括与MindMax社区的沟通、弹性、个人求助、非个人求助、相关性和连接感（自我群体重叠），以评估第1 - 30天和第1-60天之间的变化。结果如下： 313名参与者（174/313，55.6%女性; 131/313，41.9%男性）在基线时完成了调查，至少进行一次后续调查。我们观察到，在30天和60天内，非个人化的寻求帮助的意图和与MindMax社区的联系感显著增加，而60天内的自我安慰增加。30-在我们的男性参与者中，连接感的日增长最高，具有高基础幸福感，存在于我们的女性参与者中，而不存在于我们的男性参与者中。60-高幸福感参与者的联系感的日增长率高于低幸福感参与者。讨论╱结论：我们的发现令人鼓舞，因为这可归因于参与者对MindMax的接触。然而，它们也可能归因于其他因素，这些因素也可能促使试验参与。未来的研究可以考虑更明确地调查符合男性规范的作用，以及这如何影响移动医疗技术和寻求帮助行为的吸收。1. 介绍1.1. 男性心理健康与求助先前的研究发现，澳大利亚男性有精神疾病，与澳大利亚妇女不同的健康经历和需求，包括精神健康问题的普遍性（Rice等人， 2018年），减少求助（埃利斯等人，2014），以及对结构化互联网健康干预不太满意（Batterham和Calear，2017）。维护传统男性价值观的压力，例如缩略语：AFL，澳大利亚橄榄球联盟; AFLPA，澳大利亚橄榄球联盟球员协会; CD-RISC 10，Connor-Davidson复原力量表10; GHSQ，一般求助问卷; MVP，最小可行产品; WEMWBS，沃里克-爱丁堡精神健康量表通讯作者。电子邮件地址：vanessa. sydney.edu.au（V.W.S. Cheng）。https://doi.org/10.1016/j.invent.2020.100306接收日期：2018年12月14日;接收日期：2019年9月23日;接受日期：2020年1月7日于二零二零年一月三十一日举行之估值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VWS Cheng，et al.2坚忍、坚韧、侵略和自我满足与多种因素协同作用，如较高的心理健康耻辱感、较低的心理健康素养和较差的情感能力（Corrigan和Watson，2007; Ellis等人，2014年）。这导致澳大利亚男性与女性相比，寻求心理健康问题帮助的比例较低（Ellis等人，2013; Rice等人，2018年）。一些研究表明，年轻的澳大利亚男性尤其喜欢匿名地和从互联网等非正式来源寻求心理健康方面的帮助（Ellis等人，2013年）。有必要采取有针对性的主动行动（包括提高认识运动和干预方案），积极主动地针对男子，以便利他们寻求心理健康问题的帮助（Rice等人， 2018年）。弹性，或适应压力情况的能力，与更高水平的心理健康呈正相关（Souri和Hasanirad，2011）。同样，心理健康状况较差与寻求心理健康问题帮助的水平较低有关（Rickwood例如，2005年）。最近的研究表明，澳大利亚男性谁的行为根据刚性，传统的男性气概的观点更有可能显示不利的心理健康结果，包括较高的比率负性幻想和自杀意念（赖斯等人，2018年;男性项目和洪水，2018年），以及较低的求助率（Seidler等人，2016; Wong等人，2017年）。Wong等人的荟萃分析（Wong等人，2017年）表明，这可能归因于三个方面的符合男性规范，特别是：自力更生，权力超过妇女，并成为一个花花公子。虽然他们发现这些维度与消极心理健康增加，积极心理健康减少和寻求帮助减少之间存在很强的关联，但他们发现其他两个维度没有这种关联：工作和冒险的首要地位（Wong等人，2017年）。这指出了男性气质的多面性，并表明，提供更多多样、健康和可替代的男性气质替代品，以及支持这些替代品的榜样，可能是富有成效的（Schlichthorst等人，2018;男人的项目和洪水，2018）。根据循证医学，针对男性的心理健康干预应该是非正式的，基于行动的（而不是基于谈话的），并专注于建立优势（而不是减少缺陷）（Ellis等人，2012; Ellis等人，2013年）。此外，在男性已经存在的亚文化中进行这种干预，减少了他们参与寻求帮助行动的负担，许多男性可能认为这是对他们男性气质的威胁（Rice等人，2018），尤其是那些心理健康状况较差的人。悉尼大学和昆士兰科技大学与澳大利亚橄榄球联盟球员协会（ AFLPA ） 、 The Mind Room 和 Young and Well CooperativeResearch Centre合作，开发了一个名为MindMax的手机应用程序MindMax是一个以AFL为主题的应用程序，结合了心理教育，社交联系和应用游戏（包括游戏化和休闲游戏），针对16至35岁对澳大利亚足球联赛（AFL）和/或视频游戏感兴趣的男性。虽然MindMax旨在鼓励获得心理健康信息，并最大限度地减少年轻男性寻求帮助的障碍，但它也旨在被每个人使用。1.2. 应用程序概述MindMax由三个主要组成部分组成：心理教育（健康培训模块），社交（社区饲料）和游戏（名为Flick Footy的射门休闲游戏）。这些组件通过游戏化来补充，其中Flick Footy需要“足球”（应用程序内货币）才能玩，而这些“足球”是通过完成培训模块并通过在社区提要中发布或评论与其他用户互动来获得的。健康培训模块基于积极心理学以及接受和承诺治疗原则，涵盖一系列主题，包括价值观，正念以及处理无益思想和情绪的策略。我们之前已经写了一个更深入的描述，MindMax的结构（Cheng等人，2018），以及其应用的游戏规格和设计原理（米切尔等人， 2017年）。代表MindMax预期最终用户的参与者能够通过参与式设计研讨会和定期用户测试在整个开发过程中了解其功能和设计规格（Cheng等人，2018年）。最后，MindMax在其开发周期中定期更新广告内容，以及性能和设计补丁（Cheng等人，2018年）。1.3. 研究目的本研究旨在调查我们是否会观察到研究参与者的营养，弹性，寻求帮助的意图和/或随着时间的推移与MindMax社区的联系感的变化，以及性别和基础福祉是否会影响任何此类变化。使用两种单独的混合设计MANOVA对这种变化进行了评价，一种比较基线评分与30天评分，另一种比较基线评分与60天评分。在混合设计MANOVA中，时间作为受试者内因素，性别和基础健康作为受试者间因素，显著变化将由时间的显著主要效应和/或时间与一个或多个受试者间因素之间的显著高阶交互效应2. 方法2.1. 伦理批准本研究获得了悉尼大学人类研究伦理委员会的伦理批准（方案编号：2016/652）。2.2. 设计Mohr等人（2015年）认为，在当今快速变化的技术环境中，评估应用程序和其他行为干预技术的静态版本是不切实际的，因为这些干预措施在经过长期评估后可能会过时。相反，作者建议评估驱动技术的干预原则，同时报告对干预措施所做的所有更改。出于这些原因，并适应MindMax的开发时间表，我们进行了一项单臂自然纵向试验，以评估MindMax的持续开发一旦准备就绪，MindMax的最小可行产品（MVP）版本同时向公众发布并部署到试用版。来自该试验的数据和其他相关数据（包括使用分析和用户测试）用于指导MindMax成熟为更成熟的产品。如我们先前的文献中所述（Cheng等人，2018年12月举行的“Flick Footy Max”比赛，向在“Flick Footy” 休 闲 游 戏 中 得 分 最 高 的 用 户 提 供 Playstation 4 Pro 和MindMax主题足球作为奖品。因此，我们在整个试验期间对MindMax进行了多次更新，旨在改善其干预原则的交付。2.3. 参与者我们从2017年7月14日至2018年2月28日招募了参与者，根据这些入选标准：年龄在16参与者是通过社交媒体（Facebook，Twitter和Instagram）上的付费和免费广告以及在作者《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许VWS Cheng，et al.3a附属机构。虽然研究广告在社交媒体平台和物理媒体上的措辞各不相同，但所有广告都将MindMax介绍为一款健康应用程序，并要求参与者帮助他们重新设计表1比例范围和验证平均值/SD。比例范围验证平均值（SD）搜索福祉，并告知参与者，他们将收到时间和反馈的代金券。所有广告还将潜在参与者引导到专门设置的网站，作为研究的门户网站该网站在链接到基线（第1天）调查之前再次解释了参与研究的内容，并在参与者招募结束后停用在招募的早期阶段，少数参与者也是通过社交媒体上的横幅覆盖直接从MindMax应用程序中招募的。2.4. 程序自然主义纵向试验于2017年7月14日至2018年5月9日进行。在筛选、获得知情同意书并提供基线（第1天）调查（通过第2.3节所述的研究门户网站）后，我们将参与者引导至MindMax主页，并要求他们“下载MindMax，创建帐户，并按您的意愿使用它”。这是因为MindMax由AFLPA管理和分发。重要的是，由于MindMax也同时公开提供，试验参与者可以与其他试验参与者以及自然用户群（即通过招募进入自然试验之外的方式开始使用该应用程序的人）进行交互。关于有机用户群的更多信息由Vella等人报道。（2018年）。我们规定，在注册MindMax时，参与者应使用与完成调查相同的电子邮件地址。基线调查的电子邮件地址与MindMax数据库中的电子邮件地址进行了核对仅邀请与MindMax数据库中的电子邮件地址匹配的电子邮件地址完成随访调查（第30天、第60天、第90天和研究结束）。然而，由于样本量较低，我们在本文中仅报告了前如果参与者没有回复最初的调查邀请电子邮件，我们最多发送两封提醒电子邮件，中间有三天的等待时间参与者完成的每项调查将获得10澳元的补偿，作为对他们参与研究所花费时间和时间2.5. 措施我们在基线（第1天）收集了参与者的人口统计数据，并在第1天，第30天和第60天收集了自我报告的幸福感，弹性和寻求帮助的意图。具体而言，收集了以下测量结果心理健康，通过14项沃里克-爱丁堡心理健康量表（WEMWBS）（Tennant等人， 2007年）。通过七项繁荣量表（Diener et al.，2010年）。复原力，通过10项Connor-Davidson复原力量表（CD-RISC 10）（Campbell-Sills和Stein，2007）。通过一般求助问卷（GHSQ）的个人情感项目（Wilson等人， 2005年）。根据量表创建者的建议，他们鼓励修改GHSQ以适应研究目标（Deane和Wilson，2007年），这些项目进一步调整如下：“教师”，“牧师/牧师”和“青年工作者”的项目不是广告，并添加了“网上的人，你不认识的人”的项目，因为这些人最近已经成为一种常见的帮助来源（Ellis等人，2013年）。我们还添加了一个“MindMax”项目，以及一个带有自由文本输入的“其他”项目，如果需要，可以对相关项目进行编码回复，总共有11个项目。a所提供的妇女、男子和女孩福利状况调查平均数为18-29岁年龄组。与 MindMax 社 区 的 联 系 感 ， 通 过 自 我 - 群 体 重 叠 的 单 项 评 估（Schubert和Otten，2002），我们通过用“MindMax”代替“群体”一词进行了调整。这个问题向参与者提供了七个不同的社交距离代表图像。值“1 ” 表示自我和Mi ndM ax 社区之间的最远 距离，值“ 7” 表示自我和 Min dMa x 社区的总重叠。表1列出了每个量表的范围、验证平均值和标准差（SD;如适用） 所有报告的平均值和SD均来自其原始验证研究（使用非澳大利亚样本进行），但WEMWBS除外，我们提供了澳大利亚人群数据（Davies等人，2016年）。因此，提出这些平均值和标准差只是为了提供一个参考框架。除了适应GHSQ和适应自我群体重叠的评估，所有使用的量表都建立了很强的可靠性。最后，我们能够将参与者的调查数据与他们在MindMax数据库中的使用数据联系起来。这使我们能够量化他们对MindMax的使用，我们通过他们在智能手机或其他智能设备上打开MindMax的总秒数来测量。该图报告了数据库中记录的所有用户会话的总持续时间，每个会话的误差为±1-29 s。关于与MindMax会话定时相关的错误的更具体的细节在先前的出版物中报道（Vella等人， 2018年）。2.6. 分析2.6.1. 通过探索性因子分析提取GHSQ因子GHSQ的作者提出了多种评分方法，并鼓励对其进行定制，以更好地满足研究的需求（Deane和Wilson，2007）。虽然这增加了GHSQ的实用性，但它也导致了报告的因素结构不一致以及量表可靠性和有效性的不同报告（Hammer和Spiker，2018）。出于这个原因，在将“其他”字符串响应重新编码为适当的项目（例如，“爷爷”的具体说明被编码回“其他亲戚”项目）后，我们使用Mplus版本8.2（Muthén和Muthén 1998-2017）进行了探索性因子分析，采用对角加权最小二乘（在Mplus中称为WLSMV）和直接oblimin旋转（delta = 0）的估计方法，对我们样本（n = 313）第1天GHSQ响应的多色相关矩阵进行了分析。选择多区相关性，因为它们比皮尔逊相关性更能抵抗偏差（Garrido等人，2013年）。我们还从该因子分析和随后的MANOVA中排除了“MindMax”项目，以澄清解释。从表2中可以看出，所有包含的项目的因子载荷>0.4，因此没有被删除。Bartlett球度检验具有显著性，双因素模型显示出极好的拟合（CLI=0.983，TLI =0.963）。第一个因素，我们称之为“寻求个人帮助”，由“亲密伴侣”，“朋友”，“父母”和“其他亲戚”组成。第二个因素，我们称之为“非个人求助”，由“心理健康专家”、“电话咨询师”、“医生/普通咨询师”和“网上的人，你不认识的人”组成。我们计算了这两个因素的克朗巴赫α统计量，·····WEMWBSa14–7052.8（6.8）繁荣8–5644.97（6.56）CD-RISC 100–4027.21（5.84）GHSQ（经调整）11–77N/A自组重叠（适应）1–7N/A《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许VWS Cheng，et al.4表2两个因素旋转的负载，相关性，和我们的GHSQ项目的共同性（n=313）。个人非个人公共性亲密伴侣0.446b-0.1100.184朋友0.547b−0.198b0.280母0.667b0.0690.475其它相对0.543b0.218b0.406心理健康专家-0.0050.735b0.539电话咨询0.0410.789b0.641医生/全科医生0.0740.788b0.657一个你不认识−.140b0.676b0.425个人因素相关性1客观因素相关性.269b 1a估计方法WLSMV，具有直接oblimin旋转。粗体表示足以考虑纳入因子的载荷bp0.05。<非个人求助得分高（α=0.800），个人求助得分低（α=0.581）。此外，提取后的“亲密伴侣”的共同性低于公认的标准，0.200（儿童，2006年）。由于这些原因，虽然我们将GHSQ作为两个分量表分数进行分析，但我们的发现应进行一些重新解释。两个分量表的最低分为“4”，最高分为“28”。2.6.2. 主要分析我们的主要分析遵循修改后的意向治疗原则，即在第1天和第30天以及第1天和第60天之间进行所有可能的病例比较，无论参与者是否使用了MindMax（定义为记录至少一个持续时间>0秒的会话）。选择这种方法是因为调查中的所有项目（人口统计学除外）都必须回答，缺失数据将遵循文件匹配模式（每个时间点的所有数据因此，两个单独的比较将最大化样本量，防止细胞尺寸过小，并确保易于分析和解释。未对缺失数据进行插补，因为之前的研究发现，插补波间缺失数据不会导致标准误改善，甚至增加（Young和Johnson，2015）。分析包括两个2（时间）×2（性别）×2（基础幸福感）混合设计MANOVA，评估时间（MANOVA 1：第1天与第30天; MANOVA 2：第1天与第60天）、性别和基础幸福感对参与者的营养、弹性、个人求助意图、非个人求助意图和与MindMax社区的联系感的影响在我们的受试者之间的因素中，性别在男性和女性之间划分，并且基础幸福感被我们的样本（n=313）第1天WEMWBS评分的中位数（中位数= 49）划分。2.6.3. 假设检验我们测试了两种比较（MANOVA 1和MANOVA 2）的混合方法MANOVA的假设对于两种MANOVA，多个细胞的方差齐性（Levene检验）和方差-协方差矩阵（Bo x检验）均被违反，但注意到MANOVA对此类违反具有鲁棒性（O 'Brien和Kaiser，1985）。由于细胞大小较小，我们从分析中删除了既非男性也非女性的参与者（MANOVA 1n=6，MANOVA 2n= 7检查MANOVA 1和2的每个单元格中的每个因变量分布的正态性。由于MANOVA对轻度违反正态性具有相对稳健性（O'Brien和Kaiser，1985），因此我们的标准是峰度和偏度z分数小于7。正态性被严重违反的反营养和自我组重叠，需要一个平方根的逆变换为前者和对数变换为后者。还检查了每个单元格的单变量离群值（MANOVA 1为n=13，MANOVA 2为n=11），并检查了子样本的多变量离群值。 我们在MANOVA 1子样本中识别出6个多变量离群值（除1例病例外，所有病例均识别为单变量离群值），在MANOVA 2子样本中识别出6个多变量离群值（除3例病例外，所有病例均识别为单变量离群值）。因此，MANOVA 1共识别出14例单变量和多变量离群值病例，MANOVA 2共识别出14例单变量和多变量离群值病例。两组的离群病例重叠，但不完全相同。为评估转换及离群值对我们发现的影响，我们进行了三项敏感度分析：转换;剔除离群值;及转换剔除离群值。混合方法MANOVA的所有其他假设均得到证实。表3显示了按时间点组织的因变量之间的相关性。3. 结果3.1. 参与者特性图 1显示了参与者从招募到分析的流程。表4显示了样本年龄、基本健康状况和应用程序使用数据，包括范围 、 均 值 、 中位 数 和SD; 而 表 5 显 示 了 其 他 人口 统 计 频 率 信 息 。MANOVA 1和MANOVA 2中分析的子样本在以下方面未显示显著差异：表3因变量之间的相关性。因变量繁荣CD-RISC 10GHSQ（个人）GHSQ（非人称）自群重叠第1蓬勃发展的CD-RISC 1010.616b1GHSQ（personal）GHSQ（impersonal）0.360b0.093.311b0.08010.223b1自群重叠0.1030.1050.0750.137a1第30繁荣CD-RISC 1010.698b1GHSQ（personal）GHSQ（impersonal）0.450b0.1130.302b0.08710.310b1自群重叠0.204a0.184a0.316b0.417b1第60繁荣CD-RISC 1010.616b1GHSQ（personal）GHSQ（impersonal）0.496b0.0780.357b0.06110.347b1自群重叠0.1190.191a0.267b0.477b1ap0.05。 0.025，部分η2=0.029。这表明基础幸福感只会影响男性参与者自我群体重叠的变化。两两比较发现，高幸福感男性的自我组重叠估计边缘均值增加了1.49（95% CI=1.14-<低幸福感和高幸福感的女性分别，均为p = 0.002。低幸福感男性自我群体重叠的变化不显著，p> 0.025，这表明这是由于偶然性。图二.估计的边际平均营养分数随着时间的推移，除以基础福祉。误差条显示标准误差（SE）。星号表示时间上的显著差异。（图中没有。 2.）的情况。3.3.2.2. 根据30天的营养变化评估基础健康状况。图2显示了第1天和第30天的营养评分，按基础健康状况划分。除了观察到的基础幸福感划分的营养平均值（表6）和MANOVA 1中时间×基础幸福感相互作用效应对营养的单变量显著性（表8）之外，它表明低幸福感参与者增加，但高幸福感参与者减少。然而，成对比较发现，低幸福感组和高幸福感组的变化都不显著，p> 0.025，这表明这种结果模式是偶然的。3.3.2.3. 性别和基础幸福感对自我群体重叠30天变化的影响 除了在第1天和第30天观察到的自我群体重叠平均值（表6）外，MANOVA 1中自我群体重叠时间的显著单变量主要效应（表8）表明，从第1天到第30天，参与者与MindMax社区的联系感增加。然而，MANOVA1中时间×基础幸福感和时间×性别×基础幸福感对自我群体重叠的显著交互作用表明，这种增加可能是由某些群体驱动的。 我们跟踪了时间×性别×基础幸福感的相互作用，以进一步研究这一点。图图3显示了第1天和第30天的自我群体重叠评分，按性别和基础健康划分。这表明，自我群体重叠增加3.3.3. MANOVA 2（第1天与第60天）3.3.3.1. 60天换汤不换药。除了第1天和第60天观察到的营养不良平均值（表7）外，MANOVA 2中营养不良时间的显著单变量主要效应（表8）表明，从第1天至第60天，参与者的营养不良增加。两两比较发现，增加了1.01（95% CI=0.1543.3.3.2. 60天内非个人求助的变化。除了第1天和第60天观察到的非个人求助平均值（表7）外，MANOVA 2中时间对非个人求助的显著单变量主效应（表8）表明，从第1天到第60天，参与者的非个人求助意图非偶然增加。两两比较发现，非个人求助的估计边际均值增加了1.35（95% CI = 0.674-< 2.03），p 0.001。3.3.3.3. 自我群体重叠60天变化的基础幸福感评价。除了在第1天和第60天观察到的自我群体重叠平均值（表7）外，MANOVA 2中自我群体重叠时间的显著单变量主要效应（表8）表明，从第1天到第60天，参与者与MindMax社区的联系感非偶然增加。然而，时间×基础幸福感对自我群体重叠的显著交互效应表明，这种增加可能受到基础幸福感水平的影响。我们跟踪了时间×基础幸福感的相互作用，以进一步研究这一点。图三.估计的边际平均自我群体重叠分数随时间的推移，按性别和基础福祉分裂。误差条显示SE。星号表示时间上的显著差异。《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许VWS Cheng，et al.93.4. 敏感性分析图四、估计的边际平均自我群体重叠分数随着时间的推移，分裂的基础福祉。误差线显示SE。星号表示时间上的显著差异。图图4显示了第1天和第60天的自我群体重叠评分，按基础健康划分。成对比较发现，低幸福感参与者的自我群体重叠估计边际均值增加了0.439（95% CI = 0.119- <0.757），p = 0.007，高幸福感参与者增加了1.26（95% CI = 0.963-1.56），p 0.001。这种显著的相互作用表明，高幸福感参与者的增加不是偶然的。3.4.1.1. 根据60天的弹性变化评估基础幸福感。 最后，图5显示了第1天和第60天的恢复力评分，按基础健康状况划分。除了观察到的第1天和第60天按基础幸福感划分的韧性平均值（表7）以及MANOVA 2中时间×基础幸福感相互作用效应对韧性的单变量显著性（表8）外，它表明低幸福感参与者增加，但高幸福感参与者减少。然而，成