工作场所在线干预对医护人员幸福感的影响：随机对照试验（2014）

互联网干预1（2014）196在线促进工作场所心理健康以提高护士和专职医疗人员的幸福感：一项随机分组对照试验放大图片作者：Linda Boliera.Ketelaarb，Karen Nieuwenhuijsenb，Odile Smeetsc，法尼亚河放大图片作者：Judith K.斯鲁伊特湾a荷兰乌得勒支，荷兰心理健康和成瘾研究所，Trimbos研究所，公共心理健康系b荷兰阿姆斯特丹大学学术医学中心Coronel职业健康研究所c荷兰心理健康和成瘾研究所Trimbos研究所心理健康技术创新中心（I.COM），荷兰乌得勒支a r t i c l e i n f o文章历史记录：2014年6月18日收到2014年10月6日收到修订版2014年10月6日接受2014年10月14日在线提供关键词：互联网电子健康职业健康预防福利a b s t r a c t目的：幸福感是护士和专职医疗人员心理健康和工作功能的重要前提。本研究的目的是检查工人的健康监测（WHS）模块的有效性，提供筛选，量身定制的反馈和在线干预措施，针对积极的心理健康和心理健康投诉。WHS是工作场所的一项战略，通过识别和处理健康投诉来实施预防方法：一家医院的所有病房随机，所有护士和专职医疗人员在这些病房工作（N= 1140）被邀请参加在线干预组（OI）或候补对照组（WL）。主要结果是积极的心理健康（心理健康连续-简表，MHC-SF）;次要结果是工作投入（乌得勒支工作投入量表，UWES），一种特定的幸福感测量（WHO-5幸福指数）和心理健康症状（简明症状量表，BSI）。在线自我报告测量在基线时进行，并在三个月和六个结果：基线干预的参与率为32%（NOI= 178; NWL= 188）。与对照组相比，干预显著增强了积极的心理健康（F =3.46，p = 0.03）。Cohen’s d在后测时为0.37，在随访时为0.28，这可以被认为是中度效应和小效应恢复。特别是，心理健康（MHC-SF的一个分量表）得到了增强（科恩d在后测试时为0.43，在随访时为0.50）。两组间次要结局无显著或相关差异。在线干预措施的吸收和遵守率非常低（28/178，16%登录; 9/178，5%从干预措施中的一个或多个模块开始结论：我们可以得出结论，干预能够提高积极的心理健康。然而，由于高损耗率，特别是在干预组，这一结果应谨慎考虑建议改进筛选工具，在干预措施中更多地使用说服性技术，并提供个人指导，© 2014作者。由爱思唯尔公司出版这是一篇CC BY-NC-ND许可下的开放获取文章（http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/3.0/）中找到。1. 介绍1.1. 护理、心理健康和福祉许多护士患有心理健康问题。一项横断面研究报告说，护士抑郁症的患病率是正常成年人的两倍* 通 讯 作 者 ： Trimbos Institute ， Netherlands Institute of Mental Health andAddiction，Department of Public Mental Health，PO Box 725，3500 AS Utrecht，The Netherlands。联系电话： +31 30 2971100;传真：+31 030 2971111。电子邮件地址：lbolier@trimbos.nl（L. Bolier）。（Letvak等人， 2012年）。 这种状况不仅关系到他们自己，而且还可能严重影响他们的工作效率（Anderson等人， 2011）和功能（Letvak等人， 2012年）。护士的心理健康受损与用药错误、未遂事件、患者安全和患者满意度相关（Gärtner等人， 2010年）。因此，早期发现精神健康投诉或工作功能下降对于护理质量至关重要（Gärtner等人， 2012年）。1.1.1. 关注幸福关注症状和受损的工作功能可能不足以提高护士的心理健康。精神卫生保健系统传统上更侧重于精神障碍的治疗http://dx.doi.org/10.1016/j.invent.2014.10.0022214-7829/© 2014作者。由爱思唯尔公司出版这是一篇基于CC BY-NC-ND许可证的开放获取文章（http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/3.0/）。可在ScienceDirect上获得目录列表互联网干预杂志首页：www.invent-journal.com/L. Bolier等人 /互联网干预措施1（2014）196 - 204197和症状比促进幸福（Seligman和Csikszentmihalyi，2000年）。然而，人们普遍认识到，精神健康不仅仅是没有精神疾病，正如世界卫生组织对精神健康的定义所述（世卫组织，2004年，第12页）：心理健康是一种幸福的状态，在这种状态下，个人能够实现自己的能力，能够应对正常的生活压力，能够富有成效地工作，并能够为他或她的社区做出贡献根据这一定义，幸福和良好的功能是心理健康的核心要素最近，这些元素被捕获到一个动态的健康概念中，其中使人们能够在逆境中负责自己的健康，发挥着核心作用：健康是在面对社会，身体和情感挑战时适应和自我管理的能力（Huber等人，2011年）。这可能是一个非常适用的概念，护士和专职医疗人员，如物理治疗师和放射治疗师，因为在这一领域工作可能会对心理健康和恢复力产生严重影响这种影响是由于高工作量、时间压力和应对人类痛苦和疼痛（McCann等人，2013年）。护士应对工作挑战和恢复自我幸福感的自我管理能力在一定程度上决定了其心理健康状况。幸福感对人的功能的好处在横截面和纵向研究中都有记录。 它们包括提高工作中的生产力，更好的身体健康，因此更少的医疗保健摄入，以及拥有更有意义的关系（Howell等人，2007年;Keyes和Grzywacz，2005年）。此外，现有证据表明，幸福感可降低日后发生心理健康投诉和障碍的风险（Wood和Joseph，2010）。从这个意义上说，幸福是心理健康和健康功能的保护因素。各种研究已经确定了三种不同类型的幸福感。 主观幸福感是指积极的影响和/或生活满意度（Diener，1984）。心理健康是指积极功能的水平，包含生活意义，目标设定和掌握等结构（Ryff，1989）。社会幸福感包含社会融合水平和社会贡献等结构，共同构成“积极心理健康”结构1.1.2. 护理专业的福祉在工作的背景下，已经进行了大量的研究，研究与工作投入有关的福利结构，一种积极的，充实的，与工作有关的精神状态，其特征是活力，奉献精神和吸收（巴克，2011）。对于护士和专职医疗人员来说，促进幸福感可以加强工作承诺和绩效（Kanste，2011; Sun等人， 2012年）。 护理可以被认为是在情感上和身体上都要求很高的工作，因此，提高工作参与度和加强个人资源的培训计划似乎是必要的（Chou等人，2012年）。对社会而言，保持医护人员的精神健康至关重要。随着人口迅速老龄化，对保健工作者的需求也在增加。与此同时，卫生保健工作者也在以类似的速度老龄化 在荷兰，只有27%的护士预测，由于工作压力大和工作投入低，他们将能够工作到退休年龄（Maurits等人， 2012年）。这就对保健的长期可持续性提出了严重的问题（Lokkerbol和Smit，2013年）。总而言之，在工作场所促进心理健康似乎很重要（Czabala等人，2011年），并促进护士和其他卫生专业人员的福祉和工作参与（Jenaro等人，2011年）。1.1.3. 工人健康监测工作场所的一项预防战略涉及工人健康监测，这是一个早期发现与工作有关的有害健康影响的系统，以便能够及时采取干预措施（Koh和Aw，2003年）。在职业卫生保健中，WHS是一个重要特征。在荷兰，雇主允许其雇员进行这种检查是一项强制性行动，目的是防止或减少工作对雇员健康构成的风险 在荷兰，它有三个目标：1）预防与工作有关的疾病的发作、复发或恶化，2）监测和促进与工作有关的健康和工作功能，3）监测和提高可持续就业能力（NVAB，2013年）。 尽管国际劳工组织和荷兰职业医师指南都规定补充WHS是监督的重要组成部分（ILO，1998; NVAB，2013），但并非所有工作场所都实施了该系统，并且那些实施该系统的工作场所通常没有采取适当的干预措施来跟进筛查。通过自动化的个人反馈和针对护士和专职医疗人员的福祉和心理健康的在线干预措施来增强WHS是符合这一规定的新方法，据我们所知，以前没有报道过 提供反馈和在线干预可以提供一个合适的和有效的战略，以达到一个大的目标群体在工作场所。特别是，在线自助干预可能更便宜，对许多人来说更容易获得，而不是面对面的干预，面对面的干预会占用治疗师的时间等资源（Muñoz，2010）。人们可以在自己方便的时候，按照自己的节奏，在自己家中进行自助干预1.2. 目前的研究本研究的主要目的是检查与等待对照组（WL）相比，工作人员健康监测模块结合个性化反馈和在线干预（OI）对护士和专职医疗人员的福祉、工作投入和心理健康的有效性该研究的目标是整个WHS模块的有效性，包括在线干预措施的筛选，反馈和提供从理论上讲，WHS模块可以使很大一部分工作人口获得在线干预，从而为公共精神卫生做出贡献目前的研究是一项更大的试验的一部分，该试验包括第三个研究组（邀请职业物理学家为阳性筛选的工人进行咨询：OP组）（Gärtner等人，2011年）。这些结果发表在其他地方（Gärtner等人，2013年）。对于大多数已发表的结果可以总结如下：关于工作功能，OI组与WL组相比并不更有效（Ketelaar等人，2013 a），尽管不劣于OP组（Ketelaar等人，2013年c）。此外，与WL相比，未发现OI组对工作相关压力和工作相关疲劳的显著影响（Ketelaar等人，2013 a），从健康经济学角度来看，OI组无效（Noben et al.，2014年）。与WL相比，OP组的工人表现出较少的工作功能障碍（Gärtner等人，2013年），并对较低的成本产生了这种反应（Noben等人， 2014年）。我们假设，与WL组相比，OI组在3个月和6个月随访时的幸福感和工作参与度显著增加，症状显著减轻WHS模块中提供的在线干预措施都是自助干预措施。大多数已在一系列临床结果（如抑郁症）的单独试验中证明是有效的（Spek等人，2008;Warmerdam等人，2008年）、福祉（Bolier等人，2013），以及危险饮酒（Riper et al.， 2008年）。工作场所是实施这些干预措施的新环境2. 方法2.1. 研究设计该研究是一项随机分组对照试验，其中WHS模块的有效性，随后是定制的反馈和提供198L. Bolier等人 /互联网干预措施1（2014）196 - 204在线干预组与等待的无干预对照组进行比较该研究在荷兰的一个大型学术医学中心进行，是一项更大试验的一部分，除了在线和对照组外，还包括第三个研究组（邀请职业医生为阳性筛选的工人进行咨询）（Gärtner et al.，2011年）。随机化过程在病房级别进行，使用计算机软件程序（Nquery Advisor）生成三个区组的随机化列表。这是由一名研究人员（KN）执行的，他没有参与员工的实际招聘随机化发生在再登记和同意阶段之前，因此可以被认为是预随机化程序（Schellings等人，2009年）。此外，应用了不完全的双重同意设计，这意味着个体仅被告知他们自己的组（Schellings等人，2006年）。在基线（2011年3月）、基线后3个月和6个月在任何时候，如果需要，两种情况下的参与者都可以不受限制地获得专业帮助。三组（OI组、OP组和WL）的整个试验的研究设计和程序在其他地方详细报道（Gärtner等人，2011年）。阿姆斯特丹学术医学中心医学伦理委员会批准了这项研究。本研究的试验 注 册 号 为 NTR2786 （ 荷 兰 试 验 注 册 中 心 ：http://www.trialregister.nl）。2.2. 参与者本研究的研究人群包括护士和专职医疗人员，如物理治疗师和放射治疗师（n= 1140）。由于干预的预防性质，只有在基线时病假不超过两周的患者才被纳入。为了达到足够的统计功效，每组需要210名参与者（参见Gärtner等人， 2011年，用于功率计算）。2.3. 程序首先，在OI或WL管理的病房工作的所有1140名员工都收到了一封寄往其家庭住址的信件，其中包含有关研究程序和隐私保证问题的详细信息之后，他们通过工作电子邮件收到邀请，其中包含研究信息、在线问卷链接以及登录名和密码。在他们开始调查问卷之前，参与者必须在网上给予知情同意在发出邀请后的六周内，向尚未完成调查问卷的雇员发出了三封2.4. 干预组干预组的参与者完成了关于以下方面的在线筛查：工作功能受损、苦恼、与工作有关的疲劳、危险饮酒行为、抑郁、焦虑和创伤后压力。 筛选问题也部分用作本研究的基线测量（Gärtner等人， 2011年）。在填写完问卷后，他们立即收到了个性化的反馈，这些反馈是使用编程算法自动生成的，在他们的屏幕上和电子邮件中。根据个人筛选结果，为参与者提供定制的在线干预和个性化建议选择，参与者可以访问在线干预的网站并登录。例如，如果参与者在简明症 状 量 表 （ De Beurs ） 上 的 得 分 高 于 抑 郁 症 病 例 识 别 的 截 止 点（≥0.42），和Zitman，2006年），一个在线干预，以预防和治疗抑郁症-Sion提供了。如果参与者在3项酒精使用障碍识别测试（AUDIT-C;Gual等人，2002年），提供了一个减少危险饮酒的在线干预措施。对受损的筛查呈阳性的参与者工作功能（无论心理健康状况如何）接受了关于如何改善其工作功能的在线教育课程。在对所有心理健康投诉进行阴性筛查的情况下，参与者被邀请参加在线课程，以促进幸福感和心理健康（Psyfit）。因此，该系统既提供了健康促进，也提供了预防工作。可以对参与者进行不同方面的积极筛选，因此可以同时选择不同的干预措施。当筛选结果为阳性时，根据投诉数量，至少提供两次干预如果仅检测到一个投诉，则福祉干预Psy fit是第二个选项（在投诉相关干预之后提供不具约束力的建议从自我决定理论可以推断，选择符合其用户偏好和需求的干预措施的机会将促进自主性，并随后导致更多的参与来遵循该计划（Ryan和Deci，2006）。我们的研究中使用了以下在线干预措施• Psyfit，一门旨在增强幸福感和心理健康的课程，基于积极心理学，认知行为疗法和正念的原则（Bolier et al.， 2013年）。参加者可以选择一个（或多个）4周的模块（S），从6个模块;• ColourYour Life，旨在解决（亚临床）抑郁症状并基于认知行为疗法（Spek et al.，2008;Warmerdam等人，2008年）。该课程包括8次每周30分钟的课程和一次强化课程;• 工作能力强，旨在减少工作压力以及如何应对工作压力。这个在线自助课程本身尚未进行有效性测试，但基于职业压力管理和认知行为疗法的循证原则（Richardson和Rothstein，2008）。该课程包括8个每周30分钟的课程和一个12周后的强化课程;• Don'tPanic Online，基于认知行为疗法，旨在减少亚临床和轻度惊恐障碍病例中的惊恐症状（van Ballegoijen et al.， 2013年）。有六个30分钟的课程，可在8周内完成;• 减少饮酒，旨在减少危险饮酒（Riper等人， 2008年）。该课程以动机、认知行为和自我控制训练原则为基础。鼓励参与者使用该程序至少6周（例如每天10分钟2.5. 对照组对照组的参与者也填写了筛选表作为基线测量在六个月的后续评估后，他们收到了与在线组相同的提议：个性化反馈和自助干预的匹配提议2.6. 成果和手段积极的心理健康是本文的主要结果;工作投入，幸福感，抑郁和焦虑症状是次要结果。2.6.1. 积极心理健康心理健康连续体-简表（MHC-SF）是一种测量积极心理健康的14项自我报告问卷（Keyes，2002）。它包含主观幸福感以及心理和社会幸福感的分量表参与者对这些项目进行6分制评分，从0（从不）到5（每天）。 荷兰代表性人群样本的平均得分为2.98（SD = 0.85）（Lamers等 人 ， 2011 年 ） 。 MHC-SF 已 经 显 示 出 良 好 的 内 部 一 致 性（Cronbach’s alpha N 0.80）和判别效度（Lamers等人，2011年）。在我们的研究中，Cronbach的α值为0.93。L. Bolier等人 /互联网干预措施1（2014）196 - 2041992.6.2. 工作投入乌得勒支工作投入量表（UWES-9，简式）测量工作场所的投入度（Schaufeli等人， 2006年）。这是一个9项量表，项目在7分评定量表上评分（0 =从不，6 =总是）。 该量表包括三个分量表：活力、奉献和专注。不同人群的大组（N = 9679）的平均评分为3.82（SD =1.10）。在包括荷兰在内的10个不同国家，UWES-9的Cronbach α在0.85和0.92之间变化（ Schaufeli 等人， 2006 年）。在我们的研究中，Cronbach的α值为0.94。2.6.3. 福祉WHO-5幸福感量表包含5个关于主观幸福感的积极表述项目。参与者被要求使用6分制（0=从未，5=所有时间）对这些项目进行评分。总得分乘以4，加起来可能的最大得分为100.一般人群研究中WHO-5的平均评分约为70分（Bech，2004）。WHO-5已在不同人群中得到验证，具有良好的内部一致性（Cronbachα 0.84）（Bech，2004; Henkel et al.， 2003年）。在我们的研究中，Cronbach的α值为0.91。2.6.4. 精神主诉：焦虑和抑郁焦虑和抑郁症状采用简明症状量表（BSI）中相应的分量表进行测量。每个分量表有6个项目，5分反应量表（0 =完全没有; 4 =非常多）。Cronbach 的 α 值 在 两 个 尺 度 上 都 是 0.87 （ De Beurs andZitman ，2006）。在我们的研究中，BSI抑郁和BSI焦虑的Cronbach α分别为0.84和0.80。2.7. 分析在参与者的总样本中进行分析。按照意向治疗（ITT）原则进行分析结果报告遵循试验报告统一标准（CONSORT声明）（Altman，1996）的指南。2.7.1. 减员我们应用t检验和逻辑回归分析来检查脱落和未脱落之间可能的基线差异，以及在线组和对照组之间的差异脱落。脱落定义为完成基线和3个月随访问卷，但未完成6个月随访问卷;或完成基线问卷，但未完成任何随访问卷。如果结局或人口统计学方面对脱落有统计学显著影响，则将其作为协变量纳入效应分析2.7.2. 影响通过应用线性混合模型（LMM）分析随时间推移的差异来检查干预措施的有效性如果不符合残差正态分布的假设，则对LMM进行对数转换，并使用中位数和范围描述结局。除此之外，仅用平均值和标准差来描述结果。包括组和时间的主效应，以及交互作用组的持续时间，模型中的固定效应。 医院 病房 （分组一级）和病房受试者（个体水平）作为随机效应。然而，如果聚类没有统计学显著性影响，则将其从模型中排除主要关注的是组间交互时间的影响（解释为在线组和对照组之间随时间变化的评分差异LMM包括分析中的不完全情况，并采用限制最大似然法估计以计算参数估计值。 LMM假设缺失数据是随机发生的。此外，对于连续测量，使用LMM分析的估计值，通过计算Cohen d来估计效应的大小Cohen's d计算为两个平均值之间的差异除以合并的标准差。Cohen's d为0.5表示干预组的平均值比对照组的平均值大半个标准偏差d值为0.56至1.2可以被认为是大的，0.33到0.55是中等的，0到0.32被认为是小的（Lipsey和Wilson，1993）。所有分析均使用双侧检验和0.05. 使用社会科学统计软件包（SPSS）第19版进行分析3. 结果3.1. 与会者人数图1显示了参与者的流程。在这篇文章中，共有58个医院病房被随机分配到两个研究组。在1140名员工中，423名（37.1%）开始基线问卷调查。其中，在线组178人和对照组188人完成了基线问卷，并有资格参加试验（共366人）。这是用于意向治疗分析的样本。在线组中，28名参与者（15.7%）至少登录一次或多次在线干预。9名参与者（5.1%）启动了在线干预中的一个或多个模块（6名从Psy fit开始，3名从Colouryour life开始），这意味着其他19名参与者只是登录，没有启动任何干预模块。在线干预的跟踪和追踪数据的更多结果可以在过程评估中找到（ Ketelaar 等 人 ， 2013年c ） 。 在线组108 例 （ 60.7% ） 和对照组50例（26.6%）失访。3.2. 背景特征基线时的人口统计学特征和结局评分见表1。参与者的平均年龄为40岁。在线组的参与者平均年龄更小(38) 对照组42 例。大多 数参与者是女性（79.8% ），受雇 为护士（71.9%），有伴侣（75.2%）。超过80%的参与者在工作功能和/或心理健康受损方面筛查为阳性。在对照组中，该阳性筛选组（85.6%）大于在线组（78.1%）。关于结果的基线特征，积极的心理健康和工作投入评分（总组分别为3.32和4.37分）高于一般人群的平均值;WHO-5幸福感评分（63.8分）低于平均值。3.3. 属性分析在线组的脱落率显著高于对照组（61%vs.27%，χ2=43.28，pb0.01）。因此失访并非完全随机。在pb 0.05时进行检验，脱落分析显示，关于基线时的背景特征，年龄预测脱落（χ2=4.54，p= 0.10; Beta= 0.79，p= 0.03）：参与者越年轻，参与者脱落的可能性此外，关于结果，那些确实辍学的人表现出较低的工作投入基线时使用UWES-9测量（t363=2.46，p=0.01; Beta=-0.22，p=0.07）没有显著的交互作用差异在线组和对照组之间的这些特征（年轻参与者和/或工作参与度低的参与者的辍学率没有差异）。200L. Bolier等人 /互联网干预措施1（2014）196 - 204图1.一、参与者在试验中的流动。3.4. 影响根据LMM分析的估计效应见表2。由于病房的随机效应（集群效应）在分析中不显著，因此将其从LMM模型中排除。随着时间的推移，在线组和对照组的积极心理健康（F=8.30，p b0.01），幸福感（F =11.02，p b 0.01）和焦虑症状（F=4.33，p=0.01）都有所改善，其中最大的改善发生在基线和3个月随访之间。考虑到组间休息时间的相互作用，与对照组相比，OI组的主要结局-积极的心理健康-显著增强（F= 3.46，p= 0.03，Cohen’s d= 0.37 3个月随访，0.28 6个月随访）。该效应在很大程度上源于心理健康子量表（Cohen’s d=0.43，后测和0.50，F= 5.35，p=0.01）。此外，OI组的工作投入有显著影响（F=3.44，p= 0.03，Cohen’s d= 0.25 3个月随访，0.15 6个月随访），但这似乎主要是由于对照组的轻微恶化，而不是由于L. Bolier等人 /互联网干预措施1（2014）196 - 204201表1在线组和对照组的基线特征对照组（n=188）在线群（n=178）所有（n=366）预期-可以是干预有效性的重要预测因子（Donkin等人，2011; Kelders等人， 2012年）。事实上，OP组似乎也是如此（Ketelaar等人，2013c）：事后分析显示，去职业医生的预防咨询在后测试中产生了更大的影响（d = 0.50，中等女性，n（%）145（77.1）147（82.6）292（79.8）年龄（平均值，SD）42（11.4）38（12.1）40（11.9）公民身份伴侣，是，n（%）141（75.4）132（75.0）273（75.2）离婚，是，n（%）9（4.8）4（2.3）13（3.6）外国背景，是，n（%）25（13.3）23（12.9）48（13.1）占领护士，n（%）134（71.3）129（72.5）263（71.9）大小效应）比单独筛选和反馈（d= 0.34，小效应）。关于OI组，16%（178名参与者中的28名）至少登录一次一个或多个在线干预，但只有9名参与者（5%）在一定程度上跟踪干预，这意味着参与者已经开始了干预中的一个或多个模块由于依从率非常低，因此无法对依从性和疗效之间的关系进行事后分析。依从率与其他单独在线干预的试验不同，在其他试验中，超过75%的参与者至少在一定程度上依从干预（Spek et al.，2008;Bolier等人，投诉和/或工作功能受损，n（%）OI组的增强对幸福感、抑郁和焦虑症状的交互作用不显著。4. 讨论4.1. 主要发现在这项研究中，WHS模块，包括筛选，个性化的反馈和提供在线干预措施，有效地提高了积极的心理健康与MHC-SF测量护士和专职医疗人员，特别是心理健康，与候补对照组。总体而言，对于积极的心理健康，3个月随访时的影响为中等，6个月随访时的影响为较小，对于心理健康子量表，两个时间点的影响均为中等。对于工作投入，发现了一个小的积极影响，这可能是由于控制组的小恶化两组之间的幸福感（用WHO-5、抑郁或焦虑测量）没有显著差异4.2. 与其他工作的比较和解释与检查单独在线干预的效果的随机对照试验相比（Warmerdam等人，2008;Spek等人，2008; Riper等人，2008; Bolier等人，2013），我们研究中的影响较小，未在整个结局范围内发生和/或持续程度较低。例如，在先前的研究中发现，对于“为你的生活上色”计划，对两种抑郁症都有中等程度的影响（Warmerdam等人，2008; Spek等人， 2008）和焦虑（Warmerdam等人， 2008年，在3个月和6个月的随访中。同样，Psyfit程序已被证明对一系列积极结果有效，并且还在随访时减少了抑郁和焦虑症状（Bolier等人，2013年）。当前研究的结果与“在线不要恐慌"RCT的结果有些可比性，后者的依从性低，脱落率也高（VanBallegoijen等人，2013年）。是什么导致了这种效果上的差异对干预措施的跟踪和跟踪数据的观察表明，对所提供的在线干预措施的坚持率非常低（Ketelaar等人，2013年b）。依从性-人们在干预中遵循方案的程度，在线干预（Bolier等人，2013 b; Warmerdam等人，2008;Spek等人，2008年）。在这些研究中，人们被故意招募，以便遵循一个减少抑郁或增强幸福感的计划。因此，这些试验的参与者可以被视为自我选择的样本，可能更有动机。在本研究中，受试者在填写筛选问卷后得到了在线反馈，但没有主动寻求帮助。此外，超过80%的人在精神健康投诉和/或工作功能受损方面筛查呈阳性，这可能是由于筛查工具的特异性低 尽管已知医院雇用的护士具有比一般标准更高的心理健康问题率（Letvak等人，2012年），可以说，人们没有按照建议参加在线干预，因为他们的投诉没有达到他们认为需要帮助或干预的程度。同样地，许多被积极筛选的人得到了不止一次的干预机会我们假设，当人们有多种选择时，他们的自主性会得到加强然而，“太多选择效应”实际上可能降低了他们开始和遵循干预措施的动机（Scheibehenne等人，2010年）。可能导致低依从率的最后一个问题是干预措施中缺乏个人接触，因为它们都是完全自动化的自助干预措施。 这可能与许多护士的社会性质和个性相冲突，他们的特点是同情和关心他人的冲动（Eley et al.， 2012年）。对于抑郁症，在线干预中使用个人指导与提高有效性有关（Andersson和Cuijpers，2009）。另一个显著的发现是，用MHC-SF子量表测量的幸福感，而不是主观幸福感（用MHC-SF和WHO-5的另一个子量表测量）。显然，所发现的效果意味着更多的是积极功能的改善（例如，更好的关系，更多的意义），而不是更高的积极影响或对生活的认知评价这可能是一个人的行为和功能在干预后首先会改变，并且它先于更好的感觉。更好的感觉（主观幸福感）以及抑郁和焦虑症状的减少需要持续的努力，而目前的干预措施并不支持这一点我们不知道为什么WL对照组在工作投入方面出现了小幅恶化组织环境可能会发生一些变化，例如WL组病房工作需求的变化，这可能会影响护士的工作投入（Schaufeli等人， 2009），但这是推测，因为我们没有衡量这些方面。手术助理5（2.7）0（0.0）5（1.4）执业护士，n（%）22（11.7）11（6.2）33（9.0）工作经验年数，平均值（SD）11（10.2）10（9.9） 11（10.1）2013年）。由于缺乏在线干预的参与者，每周工作时数，平均值（SD）31（6.0）31（5.3）31（5.7）而实际上，这是一个很大的问题，实际的筛选过程，更是一个很大的问题心理健康一个或多个心理健康投诉，n119（63.3）109（61.2）228（62.3）而不是在线干预本身，也许是通过提高意识，（%）相关性（参见例如Boon等人， 2011年）。抑郁，高于临界值，n（%）焦虑，高于临界值，n（%）积极筛查的心理健康45（23.9）161（85.6）44（24.7）139（78.1）89（24.3）62（16.9）300（82.0）低依从率可能与研究人群有关，这与单独试验中的人群不同表2基线、3个月和6个月随访时主要和次要结局的估计影响和分析（n = 366）。结局时间在线组（n= 178）对照组（n = 188）Cohen ΔdLMM分析高于临界值的相对频率（%）平均值（标准差）中位数（范围）Cohen的d高于临界值的相对频率（%）平均值（标准差）中位数（范围）Cohen的ddOnline− dControl组时间组 * 时间积极心理健康B3.39（0.66）3.25（0.74）F= 4.72F= 8.30F= 3.46（MHC-SF，0P= 0.03p= 0.00P= 0.033米3.68（0.66）0.443.30（0.74）0.070.376 m3.65（0.66）0.393.33（0.74）0.110.28- 子量表MHC-SF主观B3.81（0.63）3.73（0.66）F= 0.73F= 3.19F= 0.58幸福（0p= 0.40P= 0.04p= 0.563米3.97（0.63）0.253.80（0.66）0.110.146 m3.97（0.63）0.253.79（0.66）0.090.16- MHC-SF心理B分量表3.62（0.63）3.49（0.78）F= 5.49F= 7.18F= 5.35幸福（0P= 0.02p= 0.00P= 0.013米3.91（0.63）0.463.51（0.78）0.030.436 m3.96（0.63）0.543.52（0.78）0.040.50- 子量表MHC-SF社会B2.86（0.80）2.68（0.84）F= 4.05F= 7.08F= 2.30幸福（0P= 0.05p= 0.00p= 0.103米3.22（0.80）0.452.76（0.84）0.100.356 m3.11（0.80）0.312.83（0.84）0.180.13福祉（WHO-5，063.7（13.6）63.8（15.0）F= 0.01F= 11.02F= 0.94p= 0.92p= 0.00p= 0.393米70.1（13.6）0.4767.3（15.0）0.240.236 m67.8（13.6）0.3067.9（15.0）0.280.02工作参与（UWES-9、04.36（0.99）4.37（0.99）F= 0.02F= 0.71F= 3.443米4.45（0.99）0.094.21（0.99）−0.160.25p= 0.90p= 0.50P= 0.036 m4.46（0.99）0.104.32（0.99）−0.050.15抑郁症（BSI，037/178（20.8%）0.31（0.32）0.19（0.0746/188（24.5%）0.30（0.35）0.18（0.04F= 0.03F= 2.93F= 1.54p= 0.85p= 0.06p= 0.223米32/178（18.0%）0.24（0.32）0.12（0.000.2242/188（22.3%）0.26（0.35）0.15（0.000.110.116 m30/178（16.9%）0.22（0.32）0.10（-0.020.2846/188（24.5%）0.29（0.35）0.18（0.030.030.25焦虑（BSI，025/178（14.0%）0.21（0.24）0.14（0.0528/188（14.9%）0.25（0.32）0.16（0.05F= 0.62F= 4.33F= 0.033米19/178（10.7%）0.160.09（0.000.2123/188（12.2%）0.19（0.32）0.10（0.000.22−0.01p= 0.43P= 0.01p= 0.97202L. Bolier等人 /互联网干预措施1（2014）196 - 204L. Bolier等人 /互联网干预措施1（2014）196 - 204203（0.24）6 m20/178（11.2%）0.17（0.24）0.10（0.010.1723/188（12.2%）0.22（0.32）0.12（0.020.130.04L. Bolier等人 /互联网干预措施1（2014）196 - 2042034.3. 限制必须认识到这项研究的一些局限性首先，没有充分达到足够的统计功效所需的参与人数这可能导致了无效。第二，本研究中的脱落率很高，此外，研究组之间的脱落率不同虽然这在在线试验中并不罕见（Eysenbach，2005），但这可能会产生不容易预测的方向偏差第三，坚持率非常低，这已经被提到是低于预期结果的可能预测因素4.4. 对实践和研究的结论和建议这项研究表明，预防性工作者的健康监测程序包括在线筛查、个性化反馈和在线自助干预的个性化提供，能够在3个月和6个月的随访中增强积极的心理健康，特别是心理健康。应谨慎考虑这种影响，因为流失率很高该WHS计划的实施可能会解决护士和专职医疗人员的积极心理健康/福祉、工作投入和心理健康投诉，这是他们工作功能和工作乐趣的重要因素通过同时接触大量员工，WHS模块可以对职业和公共心理健康产生重大影响该计划可能是人口健康方法的一部分，其中除了较小的已患病人口外，还必须达到一定人口的大部分用于预防目的（Rose，2008）。然而，根据我们的研究结果，目前还没有广泛实施的必要，应该首先改善制度。缺乏参与者和低坚持提出了关于护士和专职医疗人员在线干预的可接受性的问题让护士参与干预可能需要与教练或职业医生进行人际接触。这种“混合”工作模式应进一步发展和完善。此外，说服性技术和游戏元素的作用需要在未来的研究议程中引起关注，因为这些元素可以鼓励参与者开始并坚持在线干预（Kelders等人， 2012年）。 关于筛选系统（现在可以认为其高度敏感，但可能特异性较低），灵敏度和特异性之间的最佳平衡应借助ROC曲线（接收操作特性）来确定（DeLong等人，1988年），以这样的方式，症状谱与参与者的需求和偏好更好地匹配。我们采用个别化的方法，护理人员和专职医疗人员，并根据我们的研究结果，提出了一些建议，以完善和改进WHS模块。然而，为了在组织中建立工作参与和幸福感的氛围，必须对组织因素和工作资源（如管理风格和工作量）给予同样多的关注，因为个人资源（Bakker，2011;Czabala等人， 2011年）。当护士和专职医疗人员认为他们的组织提供了支持和参与，并且也满足了他们的心理需求时，他们将更有可能发挥作用，并将时间和精力投入到患者和组织中（Bakker，2011）。将WH