互联网引导下的青少年焦虑症认知行为治疗效果分析

i本文的最新情况见最后国际贸易研究中心第15期（2019）116青少年焦虑症的互联网引导认知行为治疗：治疗反应SilkeStjerneklar，Esben Hougaard，Mikael Thastum丹麦奥胡斯大学心理学与行为科学系，奥胡斯BSS，Bartholins Allé 9，8000 Aarhus C，DenmarkA R T I C L E I N F O保留字：网络焦虑认知行为疗法青少年治疗反应A B S T R A C T背景：基于互联网的认知行为疗法（ICBT）被发现在减少青少年焦虑症患者的焦虑症状方面有效，但并非所有人都有同样好的反应目的：在这项研究中，我们探讨了随机对照试验框架内的ICBT治疗反应的候选预测因子。方法：根据DSM-IV，55名患有焦虑症的青少年（13 - 17岁）接受了14周的治疗师指导的ICBT。根据自我报告的焦虑症状和临床医生评定的诊断严重程度，将结局评价为从治疗前到12个月随访的改善（连续变化评分）。临床预测因素包括基线自我和父母报告的焦虑症状水平、基线临床医生评定的主要诊断严重程度、所有焦虑诊断的基线临床医生评定严重程度总和、基线自我评定的抑郁症状、发病年龄和社交恐怖症的主要诊断。人口统计学预测因素包括年龄、性别和电脑舒适度。治疗过程相关的预测因素包括完成模块和治疗师电话的数量，治疗师电话的总持续时间，父母的支持程度和治疗联盟。使用多水平模型来检验随时间的预测效果结果：较高水平的自我和临床医生评定的基线焦虑和自我评定的抑郁症状，女性，和较高水平的计算机舒适性与治疗反应增加。没有一在拟定的治疗过程相关预测因子中，有1个显著预测治疗反应。结论：目前的研究结果表明，ICBT可能是青少年的一种可接受的治疗选择，即使是那些焦虑和抑郁症状相对较高的1. 介绍焦虑是最常见的心理健康障碍之一，影响来自西方文化的5-12%的年轻人（Beesdo等人，2009; Costello等人，2011年）。如果不进行治疗，焦虑症与持续的困难和干扰一般发育的长期后果有关（Langley et al.，2004）、社会功能（La Greca和Harrison，2005; Wood和McLeod，2008）和学术成就（Essau等人，2000年）。患有焦虑症的青少年的治疗研究已经证明面对面认知行为疗法（CBT）在减少焦虑症状方面是高度有效的（Cartwright-Hatton等人，2004; James等人，2013; Reynolds等人，2012年）。然而，据估计，只有约25%的临床焦虑青年接受治疗（Essau等人， 2000; Wang等人，2007年），因为他们获得医疗保健服务的机会往往有限（Gulliver等人， 2010; Stallard等人， 2007年）。青少年可能由于各种医疗保健障碍，如对自信心的担忧、对社会耻辱的恐惧以及对费用和交通的担忧，特别不愿意寻求心理健康问题的专业帮助（Booth等人，2004年;埃利奥特和拉森，2004年;格列佛例如， 2010;Rickwood等人， 2007年）。作为增加获得心理干预和降低心理干预成本的手段，已经提出了基于互联网的CBT（ICBT），并且研究显示了对患有焦虑症的青少年的ICBT治疗的有希望的结果（Ebert等人，2015; Pennant等人，2015;Podina等人， 2016; Stjerneklar等人， 出版）。然而，接受ICBT的焦虑青少年中有相当一部分对治疗没有反应或仅部分反应;最近的随机对照试验（RCT）的随访（FU）无反应率为38 -68%（Lenhard et al.，2017; Spence等人，2011; Stjerneklar等人，提交出版; Tillfors等人，2011年），40-50%无应答者的定期CBT报告的mir结果通讯作者：Dep.心理学和行为科学，奥胡斯BSS，奥胡斯大学，Bartholins Allé 13，building 1343，room 393，8000 Aarhus C，Denmark。电子邮件地址：stjerneklar@psy.au.dk（新加坡）Stjerneklar）。https://doi.org/10.1016/j.invent.2019.01.003接收日期：2018年7月2日;接收日期：2019年1月15日;接受日期：2019年1月17日2019年1月3日星期一的一份声明2214-7829/©2019Authors.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国际贸易研究中心第15期（2019）116S. Stjerneklar等人117（James等人，2015; Silverman等人，2008年）。了解治疗反应的预测因素可以帮助临床医生在推荐治疗之前识别出低反应风险的青少年，并指导更有效干预措施的开发和完善（Hudson et al.，2015a; Rapee，2000; Steketee和Chambless，1992）。在患有焦虑症的儿童和青少年的面对面CBT中，很少有治疗前患者预测因子得到一致证实（Knight等人，2014; Lundkvist-Houndoumadi等人，2014年）。与较差反应最一致相关的治疗前预测因子是较高的基线症状严重程度、作为原发性焦虑症的社交恐惧症（SoP）、共病的外部化和/或抑郁症状以及父母精神病理学（Hudson et al.，2015 a;Knight等人，2014; Lundkvist-Houndoumadi等人，2014; Rapee等人，2009年）。尽管已经记录了较高年龄与结果之间的关联（Reynolds等人，2012），一项针对个体患者数据的大型荟萃分析未发现年龄效应（Bennett et al.，2013年）。尽管假设常规CBT和ICBT的治疗机制是相同的，但两种治疗形式之间可能在预测治疗反应的因素的种类，强度和方向方面存在重要差异。例如，接受ICBT的青少年通常比接受常规CBT的青少年有更少的治疗师指导，并且这种指导的实施方式也不同（即，物理存在与电话或电子邮件）。由于没有治疗师，ICBT最有可能要求青少年更多的自律，以及比CBT更大的责任来实施学到的技术因此，研究可能预测治疗特别是在ICBT。ICBT中针对焦虑症成人的研究一致表明，基线症状严重程度较高（El Alaoui例如，2013; Hadjistavropoulos等人，2016; Hedman等人，2012; Hedman等人，2013）和更高的依从性（即完成模块的数量）（Berger等人，2014; El Alaoui等人，2015; Hadjistavropoulos等人，2016; Hedman等人，2012; Hedman等人，2013），以预测更好的治疗反应。在研究基线抑郁症状的预测效应时，发现了混合结果。两项试验（Hedman等人，2012; Hedman等人，2013）报告了与结局的显著负相关，而一项试验（ElAlaoui et al.，2015年，没有发现任何关联。类似地，已经用两项研究证明了计算机舒适性的混合结果（Hedman等人，2012; Hedman等人，2013）证明计算机技能水平与结果无关，并且一项研究（Hadjistavropoulos等人，2016年），证明“书面沟通的舒适性”与治疗反应呈正相关。在成人面对面的心理治疗研究中，治疗联盟是研究最多的过程变量，在一项大型荟萃分析中与结果的平均相关性为0.28（Horvath etal.，2011年）。青少年之间的联盟结果关联通常导致较小的相关性，如两项荟萃分析所示，这两项分析也发现青少年的相关性（0.10和0.19）低于儿童（McLeod，2011; Shirk等人，2011年）。在ICBT中对成人的治疗联盟进行了调查，表明即使是最小的治疗师接触也足以建立适当的联盟（Andersson等人，2012; Cuijpers等人，2010年）。尽管最近对基于互联网的心理治疗中的联盟进行了一项叙述性综述，报告称客户评估的联盟评分与面对面治疗中的评分大致相当，但发现联盟-结果相关性的结果混合（Berger，2017）。性别（Berger等人，2014; El Alaoui等人，2013; El Alaoui等人，2015; Hadjistavropoulos等人，2016; Hedman等人， 2012; Hedman等人，2013）和发病年龄（El Alaoui et al.，2013; El Alaoui等人， 2015;Hedman等人，2012）以前未能预测成人ICBT的结果。尽管如此，与自助相比，治疗师的参与通常会大大增加程序的使用，并提高ICBT与成人的有效性没有治疗师支持的干预（Christensen等人，2009; Spek等人，2007），以前对不同程度的治疗师支持的研究（即，电话数量、治疗师和患者发送的信息数量以及治疗师时间）作为预测因素，迄今为止未能证实显著的 相 关 性 （ Berger et al. ， 2014; El Alaoui 等 人 ，2015;Hadjistavropoulos等人，2016年）。只有少数研究调查了青少年焦虑障碍患者在ICBT治疗反应的治疗前患者预测因素。三项针对儿童、青少年和年轻成人（年龄范围5-25岁）焦虑症的ICBT荟萃分析（Ebert等人， 2015; Pennant等人，2015;Podina等人，2016）同时发现，与年轻人相比，老年人的结果更好，表明年龄可以预测治疗反应。此外，（Ebert et al.，2015）调查了父母参与（“是/否”），没有发现对预测关系的支持。Anderson et al.（2012）研究了工作联盟在预测儿童和青少年（7-18岁）焦虑症治疗结果中的作用，发现当联盟程度较高时，青少年（而非儿童）的整体功能改善明显更多（β = 0.22，t 79 =2.21 ， P = 0.03 ） 。 在 最 近 的 两 项 研 究 中 ， Lenhard et al.（2017）检查了ICBT项目对患有强迫症的青少年（12 - 17岁）的影响，发现完成的模块数量与结果之间没有关联，而Spence et al.（2017）在他们对患有社交焦虑症的青少年（8 - 17岁）进行的一般性与特殊性ICBT的研究中发现，完成的会话数量与焦虑症状的减少和功能的改善之间存在显着的正相关。然而，这种关联仅对儿童有意义-而不是青少年。据我们所知，以前没有关于ICBT的研究研究过焦虑症的初步诊断的预测价值，例如，与其他焦虑症诊断相比，被诊断为SoP作为初步诊断是否能显著预测治疗结果。1.1. 目的和假设本研究的目的是探讨一系列的候选预测治疗反应内的青少年ICBT。更具体地说，我们调查了临床（基线焦虑症状严重度、基线抑郁症状、SoP的初步诊断和发病年龄）、人口统计学（年龄、性别和计算机舒适度）和治疗过程相关的预测因素（完成模块的数量、治疗师电话的数量、总电话持续时间、父母支持的程度和治疗联盟）。基于之前的结果，我们假设基线症状严重程度越高、年龄越大（13 - 17岁）、完成模块越多以及治疗联盟评分越高，则改善越大，而基线抑郁症状越多、SoP的初步诊断和计算机舒适度低则改善越小。由于对发病年龄、性别以及父母和治疗师支持程度作为候选预测因素的研究有限，这些分析被视为探索性分析。2. 方法2.1. 参与者和招募这项研究是在丹麦奥胡斯大学心理和行为科学系的研究和教学机构儿童和青少年心理治疗中心（CEBU）进行的。该研究的参与者是65名青 少 年， 他 们 在先 前 的 随机 对 照 试验 的 背 景 下接 受 了ICBT治 疗（Stjerneklar等人，提交出版; ClinicalTrials.gov：NCT 02535403）。入选标准如下：(a)年龄在13至17岁之间;（b）根据《精神疾病诊断和统计手册》第4版国际贸易研究中心第15期（2019）116S. Stjerneklar等人118（DSM-IV;美国精神病学协会，1994年排除标准为：（a）严重共病抑郁症（CSR> 5）;（b）物质滥用;（c）严重自残或自杀念头;（d）广泛性发育障碍;（e）智力残疾;(f)学习障碍;和（f）精神病症状。RCT研究程序的详细描述见其他文献（Stjerneklar、Hougaard、McLellan、Thastum，已提交出版）。在返回签署的同意书后，70个家庭被纳入先前的RCT，并随机分配到14周的ICBT治疗组（n = 35）或WL组（n =35）。在等待了14周后，WL组的家庭重新填写了问卷，参加了第二次诊断访谈，并接受了与ICBT组参与者相同的ICBT治疗。来自WL的4名参与者拒绝治疗，并在第二次评估（本研究的基线评估）前退出;此外，1名参与者在WL期间有所改善，并且在基线时不符合任何诊断标准。该受试者决定完成治疗，但从本研究中排除。本研究得到了丹麦中部地区当地伦理委员会（1-10- 72-98-15）和丹麦数据保护局的批准。2.2. 措施2.2.1. 观察指标2.2.1.1. 焦虑症面试时间表使用DSM-IV的焦虑障碍访谈计划：儿童和父母版本（ADIS-IV C/P;Silverman和Albano，1996）评估焦虑障碍的类型和严重程度。ADIS-IV是一种半结构化的诊断性访谈，在这项研究中，由心理学研究生分别与青少年和父母一方（通常是母亲）进行访谈，以根据DSM-IV（美国精神病学协会，1994）评估焦虑症的诊断标准。综合两个线人的信息，诊断的严重性- 临床严重程度等级（CSR）-CSR≥ 4分代表临床损伤水平，而评分低于4分则视为亚临床。如果符合几种诊断的症状标准，则将CSR最高或评估者判定为最令人不安的症状标准视为主要诊断。 ADIS-IV具有良好的心理测量特性（Silverman等人，2001; Wood等人，2002年）。通过电话进行的ADIS-IV评估的评估者间信度和效度较高，与面对面评估的结果相当（Lyneham and Rapee，2005）。评价者间-可靠性（Cohen's Kappa），如RCT中计算的（Stjerneklar例如，提交发表），对于原发性焦虑诊断为极好，K =0.80。当在RCT中计算时，对于原发性焦虑诊断的CSR（CSR），类内相关系数（ICC;个体评定者的双向随机，一致性）为一般，ICC = 0.419（95% CI：-0.121-0.768; p = 0.060 ） ，对于 所有焦虑 诊断的 CSR 总和 （ CSRall），ICC = 0.73（95% CI：0.348-0.905; p = 0.001）（Stjerneklaret al.，出版）。请注意，在本研究中，仅将所有焦虑诊断的CSR总和用作结局指标。2.2.1.2. Spence儿童焦虑量表使用Spence儿童焦虑量表：儿童和父母版本（SCAS-C/P;Spence，1998）评估青少年和父母报告的焦虑症状。SCAS包含38个项目，采用4分制的Likert量表从0到3进行评分，分数越高表示焦虑症状水平越高调查问卷分别向青少年（SCAS-C）和父母（SCAS-P）进行管理。丹麦语版的SCAS已经表现出良好的内部一致性和良好的重测信度（Arendt等人，2014年）。本研究中的内部一致性（Cronbach’salpha）对于青少年（α=0.90）和父版本（α= 0.90）。请注意，仅使用SCAS-C而非SCAS-P作为结局指标。2.2.2. 预测因子的测量采用ADIS-IV量表对患者的CSR评分进行评估 用简短版的情绪和感觉问卷（S-MFQ; Angold等人，1995年）。S-MFQ通过三点Likert量表（0 =不正确; 2 =正确）评定的13个项目测量过去两周内的抑郁症状。 S-MFQ已经证明了良好的心理测量特性（Angold等人， 1995年）。在本研究中，内部一致性极好（α=0.92）。焦虑症状发作的年龄来自母亲治疗前的问卷调查，问题是：你第一次注意到你的孩子比其他孩子更焦虑是在什么年龄？通过在线治疗前问卷收集人口统计学数据。参与者的电脑舒适度是通过以下问题来衡量的：你使用电脑和互联网感觉有多舒适？ 在四点Likert量表上评定（1 =完全不舒适; 4=非常舒适）。当80%或以上的核心模块组件（即，根据网站服务器日志，已激活了说明、示例视频和练习任务（不包括视频）。治疗师电话的数量和持续时间是根据参与者的记录计算的。只有实际的对话（即，无缺失呼叫）被包括在分析中。父母的支持程度来自于母亲的治疗后问卷调查，问题是：平均而言，你每周花多少时间帮助你的孩子完成计划？使用工作联盟量表-简表（WAI-S;Tracey和Kokotovic，1989）评估治疗联盟。WAI-S是原始的36项WAI（Horvath和Greenberg，1989）的12项版本，测量治疗师和青少年之间的治疗联盟，如青少年所报告的。项目按7分制李克特量表（1=从不; 7=一直）进行评分。问卷包含三个分量表，与Bordin（1979）的联盟概念一致：治疗纽带、治疗目标一致性和治疗任务一致性。在本研究中，只有总使 用 了 scale 该 量 表 表 现 出 良 好 的 心 理 测 量 学 特 性 ， 总 量 表 的Cronbach α=0.93（Tracey和Kokotovic，1989）。本研究的内部一致性为α（第四周）=0.92;α（第八周）=0.94;α（后）=0.94。在基线（术前）、干预后（术后）和3个月随访时评估诊断状态。所有诊断访谈均使用Crystal Gears® Ver. 2.00 RTM。14（20%）的35个ICBT预访谈重新评估的评分员之间的可靠性的目的。这14个访谈是从所有预访谈的随机列表中选出的，该列表是用一个使用大气噪声的在线列表随机发生器创建的青少年和他们的父母在治疗前、治疗后、治疗后3个月和12个月接受了在线自我报告问卷。为了本研究的目的，只使用了青少年和母亲的反应。治疗联盟问卷（WAI-S）在治疗第4、8周及治疗后进行。所有调查问卷均通过电子数据收集平台SurveyXact进行管理。2.3. 治疗ChilledOut Online基于澳大利亚悉尼麦考瑞大学开发的Cool Kids和Chilled治疗程序（Lyneham等人，2014年）。该计划通过8个在线模块为青少年教授CBT启发的焦虑管理策略，每个模块约30分钟，重点是心理教育，认知重建，目标设定和分级曝光。节目内容通过多媒体格式的组合提供，如文本、音频、插图和视频短片。在每个模块中，青少年都有不同的练习和家庭作业。国际贸易研究中心第15期（2019）116S. Stjerneklar等人119当他们不在电脑前时，鼓励他们继续工作的任务建议青少年在14周的干预期内完成所有模块，之后他们将有另外三个月的网站访问时间。青少年每周都会接到一位训练有素的研究生治疗师的电话，重点是解决问题，技术援助，关于家庭作业任务的反馈和鼓励。在三个月随访时，青少年接到了治疗师的电话，主要是解决动机和巩固以前学到的技能。父母在治疗开始前收到了ChilledOut Parent Companion讲义，描述了该计划的核心治疗策略，并建议他们如何在整个干预过程中最好地支持他们的青少年。此外，父母在治疗的前两周内接到了治疗师的介绍电话。其他地方提供了进一步的治疗细节（Stjerneklar等人，提交出版;Stjerneklar等人， 2018年）。2.4. 统计分析本研究采用重复测量设计，检查以下治疗反应的预测因素：临床特征，包括基线自我和父母报告的焦虑症状水平（SCAS-C/P）、基线CSR评分、基线CSR总评分、基线自评抑郁症状、发病年龄和SoP的初步诊断。人口统计学特征包括年龄、性别和计算机舒适度。治疗过程相关的变量，包括完成模块的数量，治疗师电话的数量，治疗师电话的总持续时间，父母支持的程度，和治疗联盟。预测结果评价为（a）从术前至3个月随访期间所有焦虑诊断（CSRall）的严重程度总和评分变化，以及（b）从术前至12个月随访期间自报焦虑症状（SCAS-C）的变化。包括相同变量作为预测因子和结局/标准的分析（即，从研究中省略了CSRall/CSRall、CSRcash/CSRall和SCAS-C/SCAS-C），以防止重叠。使用混合线性模型（MLM）检验随时间推移的候选预测因子，即时间×预测因子，分析中包括所有测量点。由于MLM可耐受缺失值而不影响把握度，因此所有分析均基于意向治疗样本（N = 65），未插补缺失 值 ; 在 纵 向 临 床 试 验 中 ， 推 荐 采 用 一 种 优 于 其 他 程 序 的 方 法（Chakraborty和Gu，2009）。数据按层次结构分为两个级别，第1级的时间嵌套在第2级的个体中。用完全最大似然法估计MLMs，相关变量被视为连续变量。模型包括随机截距，如果斜率显著改善了模型拟合（通过-2LL拟合统计量的变化进行评价），则斜率被指定为随机（Heck等人，2014年）。如果双向交互作用项具有统计学显著性，则将候选变量视为预测因子。正如使用多种测量工具评估单个预测因子时所建议的（Knight et al.，2014），Bonferroni调整用于校正全族分析误差。采用两种不同的结局指标分析候选预测因子，因此统计学显著性定义为p≤0.025（0.05/2），具有双侧显著性水平。将射野大小表示为从F检验得出的Cohen d，计算为d=2×F（F / df）。所有分析均使用IBM®SPSS ® statistics，v.24.0（Armonk，NY：IBM Corp.）进行。所有候选预测因子均作为连续变量纳入分析。出于说明的目的，发现可显著预测治疗应答的变量在图示时根据中位数进行 二分。虽然在最初的RCT中，在等待名单上的WL参与者中观察到适度的症状改善（如Stjerneklar等人，提交发表），在任何纳入的结局指标上，两种疾病之间随时间推移的治疗效果无显著差异（p=0.326-0.954）。因此所有表1样品特性。连续变量N是说SD年龄（岁）6515.21.33发病年龄658.64.32SCAS-C共计6443.817.01SCAS-P共计6544.716.94CSR初步诊断656.40.86CSR所有焦虑诊断6512.05.62S-MFQ649.36.86焦虑症诊断652.11.01完成的单元656.42.02治疗师电话6510.42.80总计呼叫持续时间（小时）653.11.33计算机舒适性653.50.59二分法变量N频率百分比性别（女性）初步诊断655178社交恐惧症652742广泛性焦虑症65914分离焦虑症65711特殊恐惧症6569强迫症6569无惊恐障碍6546惊恐障碍不伴广场恐怖6535惊恐障碍伴广场恐怖症6535共病心境障碍父母援助程度a6546没有时间61711061172810611321306116261-2h61472-5h6135>10小时6112注意事项：SCAS-C：Spence儿童焦虑量表，儿童版; SCAS-P：Spence儿童焦虑量表，父母版; CSR：临床严重程度评定; S-MFQ：情绪和感觉问卷的简短版本。a每周平均数。使用来自65名参与者的合并样本的数据进行预测分析基于ANOVA（重复测量）的事后把握度计算表明，样本量为65和误差概率α=0.05（双尾）将具有足够的把握度（0.80）检测d=0.70的效应量。3. 结果3.1. 研究流程和样品特征缺失数据的程度（意向治疗样本，N = 65）如下：ADIS（术前=0;术后= 2; 3个月FU = 9）; SCAS-C（术前= 1;术后= 9; 3个月FU= 16; 12个月FU = 18）和SCAS-P（术前= 0;术后= 4; 3个月FU =6; 12个月FU = 14）。 由于无法联系到大多数未完成者，因此未完成的原因基本上不得而知。基线样本特征见表1。65名参与者（78%为女性）的平均年龄为15.2岁（SD =1.33;范围13-17）。最常见的主要诊断是SoP（42%），其次是GAD（14%），分离焦虑症（11%），特殊恐惧症（9%）和强迫症（OCD）（9%）。其余的参与者符合惊恐障碍的标准，有（5%）或没有（5%）广场恐怖症，或广场恐怖症没有惊恐障碍病史（6%）。每名青少年平均焦虑诊断数为2.1（SD=1.01）。关于参与者的电脑舒适度，34人（52%）报告说使用电脑和互联网感觉“ 非 常 舒 适 ” ， 28 人（43% ）报告说感觉“相当舒适”，2人（5%）报告说感觉“有点舒适”，没有人报告说“一点也不舒适”。国际贸易研究中心第15期（2019）116S. Stjerneklar等人120表2预测分析的结果。临床预测因素SCAS-C CSRallFp dFp d⁎与较低水平的计算机舒适性相比，计算机舒适性随着时间的推移与较少的改善相关3.4. 治疗过程相关预测因素在Bonferroni校正后，拟定的治疗过程相关变量均不能显著预测治疗结局（见表2）。基线SCAS-C-5.530.020 0.42基线SCAS-P1.752018年12月31日0.144 0.26基线CSRQ2.070.152 0.23-基线CSRall 7.570.007磅0.44-基线S-MFQ8.020.005公斤0.441.080.300 0.19焦虑症状发作4.210.042 0.320.132 0.27初步诊断SoP 0.680.410 0.13 0.540.466 0.13然而<，在研究的联盟和结果之间的六个关联中，发现了四个趋势（p0.05），具有小到中等的效应大小（d=0.33-0.41），即更好的联盟评分与治疗应答增加相关。 WAI-S评分第4周为3.3 ~ 7.0（M=5.9; SD=0.81），第8周为2.4 ~ 7.0（M=5.9;SD= 0.89），治疗后从2.0至7.0（M=5.7; SD= 1.22）。4. 讨论正如假设的那样，较高水平的自我报告基线焦虑症状（SCAS-C）预测随着时间的推移，临床医生评定的所有焦虑诊断（CSRall）的总严重程度会有较大的改善。此外，临床医生评定的所有焦虑诊断的基线严重程度WAI-S治疗后4.170.0430.331.420.2360.23个单位注. SCAS-C/P：Spence儿童焦虑量表：儿童和父母版本; CSR量表：初步诊断的临床严重程度评分; CSRall：所有焦虑诊断的临床严重程度评分总和; S-MFQ：情绪和感觉问卷的简化版; SoP：社交恐怖症; WAI-S：工作联盟问卷-简式。积极的效果大小表明改善。表示在Bonferroni校正的0.025水平下具有统计学显著性导致平均等级为M=3.5（SD= 0.59）。参与者（意向治疗，N=65）完成了平均4.6个模块（SD= 2.67），并收到了平均10.4个治疗师电话（SD = 2.80），平均总通话时间为3.1小时（SD= 1.33）。3.2. 临床预测因素结果见表2。较高的自我报告基线焦虑症状（SCAS-C）预测了临床医生评定的所有焦虑诊断（CSR 所 有）的总严重程度的较大改善（d=0.42;p= 0.020）此外，临床医生评定的所有焦虑诊断（CSR all）的基线严重程度越高，自报焦虑症状（SCAS-C）的治疗反应越大（d =0.44; p=0.007）。重要预测因素的变量变化见图10。 1 a-b。当使用自我报告的焦虑症状（SCAS-C）作为结局变量时，基线抑郁症状（S-MFQ）可显著预测治疗反应（d=0.44; p=0.005）。如图2所示，与较低水平的基线抑郁症状相比，较高水平的基线抑郁症状与随时间推移的较大改善相关。发病年龄不能显著预测Bonferroni校正后的治疗反应。然而，<发现发病年龄较晚与自我报告的焦虑症状（SCAS-C）改善较大相关的数值趋势（p 0.05）。3.3. 人口统计学预测因素性别对自我报告的焦虑症状的变化（SCAS-C;d= 0.38;p= 0.017）和 所 有 焦 虑 诊 断 的 总 严 重 程 度 的 变 化 （ CSR 所 有 ;d= 0.52;p=0.004），表明女孩比男孩有更大的改善（如图所示）。 3 a-b）。当以自我报告的焦虑症状（SCAS-C）测量时，参与者的电脑舒适度显著预测治疗反应（d =-0.49;p = 0.002）。 如图所示 4、更高层次的2016; Hedman等人，2013），这表明，与焦虑程度较轻的青少年相比，患有相对严重焦虑症状的青少年可能会从ICBT干预中获得症状严重程度的更大降低。 结果应根据当前样本的症状严重程度进行解释。本样本的临床医生评定的诊断严重程度（CSR评分：M = 6.4，SD = 0.86）以及自我和父母报告的焦虑症状（SCAS-C：M=43.8，SD=17.01;SCAS-P：M=44.7，SD=16.94）的平均基线评分通常与使用类似结果测量的其他青少年研究相似或更高，例如： Spence等人（2011年）（《联合国气候变化框架公约》第13条：M=5.7-6.3，SD=0.13-0.16;S C A S -C ：M=36.3-41.9，SD = 2.62-3.34; SCAS-P：M = 27.2-33.9，SD =1.95-2.49）和Wuthrich et al. （2012）（CRS数据库：M = 6.9- 7.0，SD= 0.25-0.29; SCAS-C：M = 34.0-39.0，SD=3.63-3.99;SCAS-P：男=34.2-39.3，SD =3.79-4.14）。本样本的自我和父母评定的基线焦虑症状水平也与来自性别差异的丹麦临床正常人群的青少年的焦虑症状水平大致相似或略高（SCAS-C女性：M = 46.0，SD = 14.42; SCAS-C男性：M=34.1，SD=18.34; SCAS-P 女 性 ： M = 44.7 ， SD = 16.65; SCAS-P 女 性 ：M=44.7，SD = 16.65; SCAS-C男性：M = 44.1，SD = 18.34）。SCAS-P男性：M = 34.6，SD = 17.54）。 由于并非所有的焦虑症状严重程度指标都能预测更大的改善（CSR量表和SCAS-P与治疗反应无显著相关性），因此很难得出关于基线症状严重程度的任何确切结论，应谨慎解释。此外，它应该是笔记。也与先前对患有焦虑症的成年人的ICBT研究一致（El Alaoui等人，2013; El Alaoui等人，2015; Hedman等人，2012年），发病年龄并不能预测改善。与我们的假设相反，基线抑郁症状水平越高，随着时间的推移，自我报告的焦虑症状的改善越这与之前对成年人的ICBT研究以及对患有焦虑症的青少年的常规CBT研究形成对比，两者通常表现出较高的抑郁症状水平，以预测焦虑的较小改善。与本样本的平均基线焦虑症状水平相似，本研究中抑郁症状的基线水平相对较高（S-MFQ：M= 9.3，SD =6.86），与丹麦临床焦虑青少年（7-16岁）样本相比，相同的测量（M=6.5-6.7，SD = 5.00-6.02）（Arendt等人，2015年）。基线严重程度和变化程度之间的相关性可能受到对平均值的简单回归的影响，因为评分较高的受试者有更大的改善空间。然而，尽管焦虑和抑郁症状评分较高的参与者家长支助0.810.3690.142.670.1050.30(CSR所有）预测更大的改善自我报告的焦虑症状，WAI-S第40.820.3680.154.110.0450.39随着时间的推移，SCAS-C这些结果与之前的ICBT一致WAI-S第84.450.0370.364.420.0380.41对患有焦虑症的成年人的研究（Hadjistavropoulos等人，人口统计学预测因素年龄0.620.4330.121.310.2550.21性别5.790.017磅0.388.620.004磅0.52计算机舒适性9.570.002磅负0.490.980.323−0.18治疗过程相关预测因素完成的单元0.000.9720.000.060.8060.04治疗师电话2.550.1120.240.980.3250.17治疗师的总持续时间0.030.8700.030.260.6080.09电话国际贸易研究中心第15期（2019）116S. Stjerneklar等人121图1.一、a. 基于所有焦虑诊断严重程度总和的基线自我报告焦虑症状B. 所有焦虑诊断的基线汇总严重程度（自报焦虑症状）。随着时间的推移，症状严重程度的降低程度更大，但这并不意味着那些得分较低的人也没有改善。最后，与我们的预期相反，与其他焦虑诊断相比，SoP的初步诊断并不能预测更少的焦虑症状改善，因此对比了儿童和青少年CBT中的先前结果（Compton等人， 2014; Hudson等人，2015a，2015b; Knight例如，2014; Lundkvist-Houndoumadi等人，2014年）。虽然这是一项小规模的研究，但几乎一半的参与者符合SoP的初步诊断标准。未来的研究可能会提供更多的洞察力，以治疗青少年与通用的ICBT方案，如ChilledOut Online的可能性。令人惊讶的是，电脑舒适度越高，图二、自我报告的焦虑症状的基线抑郁症状国际贸易研究中心第15期（2019）116S. Stjerneklar等人122图三. a.自评焦虑症状B. 性别对所有焦虑诊断严重程度的随着时间的推移，自我报告的焦虑症状有所改善。据我们所知，这以前没有在青少年人群中进行过测试，只有少数成人研究调查了这个变量，结果不一致（Hadjistavropoulos等人，2016; Hedman等人， 2012;Hedman等人，2013年）。虽然青少年的舒适度评分通常很高，变化很小（即，95%的青少年使用电脑和互联网时感到“相当”或“非常”舒适，这似乎是青少年对自己的特质的看法。技术能力可能对它们的总体治疗收益很重要。 性别预测了自我报告和临床医生评定的症状严重程度的减轻，表明与男性相比，女性随时间推移表现出更大的改善。据我们所知，这是第一项将性别作为焦虑症青少年ICBT候选预测因素的研究。然而，绝大多数针对儿童和青少年的面对面CBT研究在结果上没有发现性别差异（参见Knight等人的评论，2014年;伦德奎斯特-洪杜马迪图四、自我报告焦虑症状的电脑舒适性国际贸易研究中心第15期（2019）116S. Stjerneklar等人123例如，2014; Rapee等人，2009年）。本研究的结果应在相对较小的样本范围内考虑，男性代表较少（n= 14），女性在两个结局指标上的基线焦虑评分均明显高于男性;基线严重程度也预测了更高程度的变化（SCAS-C：男性=47.6（SD= 16.57），男性=30.1（SD= 10.44）;CSR所有：M女性=12.7（SD= 5.89），M男性=9.1（SD= 3.39））。年龄并不能预测结果，这与先前在ICBT中针对儿童和青少年的研究相反，通常将较高的年龄与较好的结果相关联（Ebert等人，2015; Pennant等人，2015; Podina等人，2016年）。我们的结果可以用本研究样本的小年龄范围来解释（即，13关于过程相关的预测因子，与先前在成人ICBT中的研究相比，模块完成并不能预测治疗反应（Berger等人，2014; El Alaoui等人，2015;Hadjistavropoulos等人，2016; Hedman等人，2012; Hedman等人，2013年）。然而，这与Lenhard等人（2017年）的研究一致，该研究显示焦虑青少年完成模块没有预测效果，并且Spence等人（2017年）的研究表明模块完成与改