赌博和不健康饮酒联合在线干预效果：随机对照试验结果

《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许可证》编号：19（2020）100307对同时使用和不使用不健康酒精的问题赌徒进行在线干预用途：随机对照试验John A.放大图片作者：David C.放大图片作者：Hodginsd，Matthew Keoughe，Christian S.亨德肖特a，b，Christina Schella，Alexandra Godinhoaa加拿大多伦多成瘾和心理健康中心加拿大多伦多大学c澳大利亚国立大学，堪培拉，澳大利亚加拿大卡尔加里卡尔加里大学加拿大多伦多约克大学A R T I C L E I N F O保留字：赌博不健康饮酒随机对照试验互联网干预A B S T R A C T背景和目的：问题赌博和不健康的酒精使用往往同时发生。目前的试验试图确定在在线问题赌博干预中添加对不健康酒精使用的简短在线干预是否会导致同时存在这两种担忧的人的赌博和饮酒改善。方法：参与者是从加拿大各地招募的，他们使用的广告针对那些关心他们的赌博谁有兴趣在网上帮助。广告中没有提到不健康的饮酒。符合问题赌博标准的参与者被随机分为两组，一组仅接受在线赌博干预（仅G组），另一组接受在线赌博干预加上针对不健康酒精使用的简短个性化反馈干预（G+ A）。参与者在3个月和6个月时进行随访。结果：共招募了282名参与者。随访率良好（3个月时为80%和846个月）。随着时间的推移，赌博行为显著减少（p<0.001），但接受仅G或G + A干预的患者之间无显著差异（p > 0.05）。此外，对于那些不健康饮酒的人（占样本的41%），酒精消费量没有显著减少 （p> 0.05）随时间或条件之间的差异。讨论和结论：在赌博的在线干预中增加对不健康酒精使用的简短干预似乎并没有改善那些担心赌博的人的赌博或饮酒结果。值得进一步研究的是，联合干预（结合赌博和饮酒成分）是否可能导致改善的结果，以及这种干预是否可能使那些专门寻求赌博和酒精问题帮助的参与者亚组受益。试验注册：ClinicalTrials.govNCT 03323606;注册日期：2017年10月1. 介绍赌博可能对个人以及他们周围的人造成相当大的伤害（Gainsbury等人，2013年）。虽然许多有赌博问题的人可能会从帮助中受益，但绝大多数人无法获得治疗（Cunningham，2005; Slutske，2006; Suurvali等人， 2008年）。对此有几个可能的原因，包括缺乏治疗可用性，对耻辱的担忧，缺乏问题再认知，以及认为所提供的治疗与患者想要的治疗之间匹配不佳（Suurvali et al.，2009年）。然而，许多没有面对面治疗的赌博问题的人对接受援助（Cunningham等人，2008年）。此外，获得护理的其他选项是可用的，包括书面自助材料（Abbott等人，2012; Hodgins等人，2004;Hodgins等人，2009; Hodgins等人，2001）、甜菜碱（Ferland等人，2013; Kim等人，2016年），以及越来越多的基于互联网的干预措施（坎宁安，戈迪尼奥等人，2019 a; Cunningham，Hodgins等人，2019;Hodgins等人，2019; van der Maas等人， 2019年）。为那些有赌博问题的人提供帮助的另一个挑战是，赌博问题通常不会孤立地发生。心理健康困扰在患有赌博障碍的人中很常见，其他成瘾行为的经历也是如此（Bischof等人， 2013; Desai和Potenza，2008;Kessler等人， 2008; Lorains等人，通讯作者：成瘾和心理健康中心，罗素街33多伦多M5S 2S1，安大略省，加拿大。电子邮件地址：john. camh.ca（J.A. 坎宁安）。https://doi.org/10.1016/j.invent.2020.100307接收日期：2019年9月26日;接收日期：2020年1月14日;接受日期：2020年1月16日2020年1月18日的一份声明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J.A. Cunningham等人22011; Martin等人，2014; Petry等人，2005年）。虽然有一个新兴的文献，关于是否有好处与提供援助，为其他心理健康问题和/或其他成瘾与照顾赌博问题（道林等人，2016; Geisner例如，2014; Hodgins和el-Guebaly，2010; Stea和Hodgins，2011; Toneatto和Ladouceur，2003;Wynn 等 人 ， 2014 ） ， 这 一 领 域 仍 处 于 起 步 阶 段 （ Yakovenko 和Hodgins，2018）。在赌博的辅助自我改变领域（即，自助书籍，互联网干预），迄今为止很少或没有关于并发症特异性干预的公开文献（Cunningham，Godinho等人， 2019年）。该项目是两项随机对照试验（RCT）中的第二项，旨在研究将在线赌博帮助与心理健康或成瘾问题的帮助相结合的潜在益处（Cunningham等人，2016; Cunningham等人，2018年）。在第一项研究中，以冒险方式赌博的参与者被随机分配接受赌博在线干预或赌博干预加上研究验证的抑郁症干预（MoodGYM）（Cunningham，Hodgins等人，2019年）。从基线到随访，所有参与者的赌博严重程度都有所降低。此外，心理健康困扰也显著减少。然而，这些减少并没有显着差异（p> 0.05）在那些谁被提供访问MoodGYM和那些谁没有。这项研究的挑战包括两种干预措施的使用有限（特别是MoodGYM的使用非常有限）。此外，大约四分之三的参与者在基线时表现出心理健康困扰的水平，这表明当前的抑郁或焦虑，这使得探索将MoodGYM添加到没有同时发生赌博和心理健康问题的参与者中的任何影响具有挑战性。得出的结论是，虽然许多寻求在线赌博干预的人可能会经历心理健康困扰，但在提供赌博干预的同时提供心理健康干预（如MoodGYM）似乎没有任何额外的好处（Cunningham，Hodgins等人2019）。目前的试验使用相同的方法来检查在赌博的在线干预中添加对不健康酒精使用的简短在线干预是否有任何好处。不健康的饮酒是针对性因为这些问题频繁共同发生（Cunningham-Williams等人，1998年;Petry等人，2005），并且因为重度饮酒和赌博问题在从事这两种行为的人中可能是功能上相互关联的（Barnes等人， 2015; el-Guebaly等人，2006; Kessler等人， 2008; Martins等人，2010; Petry等人， 2005; Welte等人， 2015年）。假设是：假设1.对于同时使用不健康酒精的问题赌徒，预测与仅访问在线赌博干预（仅G）网站的参与者相比，访问在线赌博和酒精干预（G +A）网站的参与者在3个月和6个月随访时的赌博结果将显着减少。在三个月和六个月的随访中，没有同时使用不健康酒精的问题赌徒在G-only和G + A网站之间没有显着差异。假设2.对于使用不健康酒精的参与者，预测与仅访问G网站的参与者相比，访问G+ A网站的参与者在3个月和6个月随访时的饮酒结果将显着减少在3个月和6个月的随访中，没有不健康饮酒的参与者在G-only和G+ A网站之间的饮酒量没有显着差异假设3.与接受G+A干预但饮酒量没有减少的没有不健康酒精使用的参与者相比，接受G+2. 方法2.1. 招聘研究方案的全部细节在别处发表（Cunningham等人，2018年）。然而，潜在的参与者是从加拿大各地重新cruited使用在线广告要求的人谁是“关心你的赌博？研究包括在线帮助您的赌博。“广告还说，这是一项研究，而不是一个治疗计划，将提供补偿。与第一项研究（检查在线赌博和心理健康干预的组合）一样，招募参与者进行试验需要在几个不同的平台（例如Facebook，Google AdWords，Kijiji）上放置一组多样且持续的在线广告，并针对加拿大所有地区。此外，在马尼托巴省（主要目标人群）投放了印刷品和广播广告。在阅读了研究的简要描述后，参与者完成了一项资格筛选，以确定那些18岁或以上，并且在问题赌博严重 程 度 指 数 （ PGSI ） 上 得 分 为 3 或 以 上 的 人 （ Ferris 和 Wynne ，2001）。被认为有资格的参与者提供了他们的电子邮件地址，并发送了一个链接到一个在线同意书，其中更详细地描述了这项研究。在试验招募的广告或同意部分中没有提及短暂的酒精干预（在同意书上，潜在参与者被告知他们将访问一个为赌徒提供帮助的网站，并且不是每个人都可以访问同一个网站）。感兴趣的人被要求提供他们的邮政地址和电话联系信息。然后，研究人员手动检查每个潜在参与者的邮政地址，以确认其为真实地址，并且同一地址的其他人尚未注册参加试验。这种邮政地址检查的目的是提高只有真正的参与者注册试验的机会（而不是那些对付款和获得多次注册感兴趣的人），并减少实验条件之间的污染机会。此外，邮政地址检查是为了改善先前试验中获得的不良随访率（仅47.2%完成至少一次随访）。2.2. 随机化，实验条件通过邮政地址检查的参与者通过电子邮件发送到基线调查的链接。调查完成后，要求预期参与者登录干预门户网站。登录门户网站的受试者被随机分配到两组（1：1比例）中的一组，并在整个研究期间提供相应干预的访问权限。随机化是自动进行的，并根据参与者的性别、年龄组和既往使用赌博问题治疗进行分层。为了鼓励干预措施的使用，受试者还收到了最多2次登录研究干预措施网站的提醒。然后在基线后3个月和6个月对参与者进行随访，以评估赌博量和心理健康水平的变化，并在 到 期 前 30 天 完 成 问 卷 。 参 与 者 在 完 成 基 线 调 查 时 从www.example.com获得10美元的礼品证书Amazon.ca（以促进此阶段的保留），并分别为完成3个月和6个月随访提供20美元和30美元的礼品证书。2.2.1. 干预组2.2.1.1. 仅限赌博干预（G）。仅限G的在线干预包括由Hodgins等人（Hodgins和Makarchuk，2002）开发的自我改变小册子的研究特定版本，修改为在线格式。这些材料的纸质版本已经在三个单独的试验中证明了对赌博的影响（Abbott等人，2012; Hodgins等人，2009; Hodgins等人，2001年）。与纸质版本一样，在线干预为用户提供了《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许J.A. Cunningham等人3促进减少赌博的行为和认知策略（Hodgins等人，2019年）。这些策略分为4个不同的模块，用户可以按照自己的节奏，以任何顺序和次数完成：（1）自我评估，（2）做出决定（即目标设定活动），（3）达到目标（即了解思维模式如何影响赌博），以及（4）保持目标（即目标设定活动）。预防复发策略）。2.2.1.2. 赌博加酒精干预（G± A）。被分配到G+ A干预的参与者被提供了相同的在线赌博干预。此外，还向他们提供了一份简短的个性化反馈报告，总结了他们的酒精使用情况，并将其与相同年龄、性别和居住国的其他人进行了比较（Cunningham等人，2009年）。这是检查你的饮酒干预措施的研究特定版本，已经进行了七项RCT，证明其在减少酒精消费方面的有效性（Cunningham等人，2017; Cunningham等人，2002; Cunningham等人，2014; Cunningham等人，2009; Doumas和Hannah ， 2008; Doumas 和 Haustveit ， 2008; Doumas 等 人 ，2009年）。酒精反馈位于在线赌博干预主页上的一个单独图标下。2.3. 调查的内容2.3.1. 基线基线调查评估了两个结果变量-赌博频率（过去30天内赌博的天数）和赌博严重程度（过去三个月版本的NORC DSM-IV赌博问题筛查[NODS] ， 其 表 明 DSM-IV 定 义 的 严 重 程 度 ） （ Toce-Gerstein 和Volberg，2004 ; Wulfert等人，2005年）。使用来自先前研究试验的综合列表评估先前治疗的使用（Hodgins等人，2009; Hodgins等人，2001年）。使用酒精使用障碍识别测试测量过去3个月的不健康酒精消费，并对加拿大女性和男性参与者的大量饮酒情况进行了修改（即，男性喝5杯或更多，女性喝4杯或更多）（Saunders等人，1993年）。8分或更高的分数用于定义当前不健康的酒精消费。酒精消耗的主要结果变量是过去3个月内典型一周的饮酒量。最后，收集人口统计学特征（如年龄、性别、教育、婚姻状况、收入、就业状况）。2.3.2. 三个月和六个月的后续调查基线后，3个月和6个月的随访调查评估了过去3个月内相同的赌博和饮酒结果变量。2.4. 样本量估计目前研究的估计样本量是基于Hodgins等人评估自助小册子的工作（Hodgins等人， 2009; Hodgins等人，2001年）。假设基线和随访评估指标之间的相关性为0.5，并使用双尾检验的惯例，α为0.05，功效为0.80，每组需要112名参与者的样本量（仅G和G+A），以检测两组之间每月2个赌博日的差异减少。我们允许在6个月随访时有20%的失访，因此计划样本量为280名参与者。假设1和假设2中的非正态分布变量（即，赌博的天数，典型周中的饮酒次数），除了混合效应模型之外，还进行了具有负二项对数链的一般估计方程。为便于解释，当模型结果不存在差异且模型残差呈正态分布时，报告混合效应模型。假设3，比较了G + A条件下参与者中饮酒减少对赌博严重程度的潜在调节效应，通过Hayes的过程宏观（Hayes，2013）进行了适度分析。具体而言，干预（即仅G和G+ A）被设定为预测因素，从基线到3个月每周饮酒的变化作为调节变量，赌博严重程度（NODS）或频率（过去30年赌博的天数）的变化作为结果。使用最大似然法处理缺失数据，以估计协方差、方差和均值。所有分析均使用SPSS 25.0进行2.6. 伦理批准本研究，包括方法和设计，已获得成瘾和精神健康中心（CAMH）常设伦理审查委员会的批准（REB方案010/2017）。3. 结果2017年11月至2018年10月，共招募了282名参与者参加试验。表1提供了仅G和G + A条件下患者的人口统计学、赌博和饮酒特征的总结。在这些变量中，各条件之间无显著差异（p > .05）。参与者在基线时表现出严重的赌博严重程度，平均（SD）PGSI评分为13.1（6.4;80.5%的PGSI评分为8或以上）。参与者认为最常见的赌博类型是老虎机（51.8%），VLT（45.4%），即时或刮刮乐（30.9%），赌场中的桌面游戏（29.8%），彩票（24.5%）和宾果（14.5%）。不健康的酒精使用很常见，41.1%的人在AUDIT上得分为8分或以上随访率良好，表1仅G和G+ A干预对基线人口统计学和临床特征的差异。可变干预p赌博干预赌博+A只（n= 139）（n= 143）年龄，平均年龄（SD）38.8（11.7）39.2（12.7）0.793男性，%（n）51.0（73）49.6（69）0.813一些中学后或62.2（89）58.3（81）0.496大于，%（n）已婚/习惯法，%（n）46.9（67）51.1（71）0.478全时/非全时就业，%74.8（107）81.3（113）0.190（个）家庭收入>30，000美元，%76.8（106）80.1（109）0.502（个）PGSI，平均值（SD）13.4（6.3）12.8（6.5）0.384NODS，平均值（SD）5.8（2.8）5.4（2.7）0.147在过去30天内赌博，平均13.6（8.4）12.2（8.1）0.162（SD）参加过正式的46.2（66）49.6（69）0.558治疗，%（n）不健康饮酒，%（n）a46.2（66）53.6（89）0.0822.5. 数据分析审计（SD）8.8（8.7）7.5（7.9）0.214每周饮酒次数（SD）12.0（16.6）9.0（11.9）0.081假设1（对赌博的影响）和假设2（对饮酒）进行了分析，使用线性混合效应模型与随机效应的截距。这是时间、干预和干预时间对赌博（和饮酒）严重程度和/或频率随时间变化的固定效应。对于所有结局注：使用卡方和t检验计算组间差异。问题赌博严重性指数。NODS;NORC DSM-IV筛查过去3个月的赌博问题。酒精使用障碍鉴别试验。a不健康饮酒定义为在审计中得分8分或以上。《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许J.A. Cunningham等人4Fig. 1.配偶图。3个月时为80.1%，6个月时为84.0%。图1提供了配偶图。3.1. 干预效果对赌博结果的参与者有和没有共同发生的不健康的酒精使用为了检验假设1，对同时使用和不使用不健康酒精的参与者进行了单独的混合效应模型，以比较两种干预条件（仅G与G + A）之间的赌博结果（过去30天内赌博的天数;过去三个月NODS）。对于两组赌徒，随着时间的推移，两种赌博结果均显著降低（p<0.001）。然而，在所有模型中，干预条件之间没有显著差异（p> 0.05）。这四种混合模型分析的详细信息见表2和表3图1显示了仅G干预和G + A干预中赌博严重程度随时间变化的图表。 二、3.2. 将接受的干预措施与饮酒结果相关联，参与者同时使用和不使用不健康的酒精为了检验假设2，采用类似的方法，进行单独的混合模型，以比较当前使用和不使用不健康酒精的参与者在干预条件之间的饮酒结果（典型周内的饮酒次数）。对于两组赌徒，在不同时间或接受的干预（仅G组vs G+ A组）中没有观察到显著差异（p>这两种混合模型分析的详细信息见表4和表5图3显示了仅G干预和G+ A干预中典型每周饮酒量随时间的变化。3.3. 基线和3个月随访期间饮酒变化与6个月时赌博结果的相关性（对于同时存在不健康饮酒的参与者）进行了两次独立的适度分析（每种分析《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许J.A. Cunningham等人5表2时间、干预和干预时间对赌博严重程度（NODS）和频率（过去30天赌博）的混合效应模型结果，参赌者同时使用不健康酒精（N= 116）。查看NODS过去30天估计t p估计t p截距<14.712.1<0.001时间（参考：基线）3个月-1.83-3.97<0.001- 3.52 - 3.06 0.0036个月-2.16-4.74< 0.001 −5.10−4.47<0.001个单位干预（参考：G + A）仅限G-0.11-0.07 0. 944查看NODS过去30天F p F P提供了酒精个性化反馈报告，三分之二的人访问了该报告（66.2%;在G+ A条件下的139名参与者中有92人）。4. 讨论这项试验是两项研究中的第二项，旨在研究提供额外的在线帮助（第一项研究中的心理健康问题和当前研究中的不健康酒精消费）对问题赌博的在线干预的潜在益处。在这两项试验中，参与者都是通过广告招募的，广告要求关注他们赌博的人，但除了提供赌博问题之外，没有提到提供额外的在线帮助。在这两项试验中，参与者报告随着时间的推移赌博减少。在本试验中，无论参与者是否仅接受赌博干预或同时接受赌博和酒精干预，均未观察到酒精消耗量减少。在之前的试验中，有显著的改善-精神健康状况的改善，但这似乎与时间×干预0.004 0.996 0.620 0.539注：NODS; NORC DSM-IV筛选过去3个月的赌博问题。表3时间、干预和时间-干预对赌博严重程度（NODS）和频率（过去30天赌博）的混合效应模型结果，不同时使用不健康酒精的赌徒（N= 166）。在过去30年中，NODS投注天 数 估 计 tp估计t P干预（参考：G + A）仅限政府人员0.30 0.72 0.474 1.92 1.78 0.077查看NODS过去30天FpFp时间×干预1.360.2580.8560.426注：NODS; NORC DSM-IV筛查过去3个月的赌博问题。赌博结果变量），使用SPSS的Hayes过程宏来确定基线和3个月之间的饮酒差异对6个月时赌博结果的影响干预（即仅G和G + A）被设定为预测因素，从基线到3个月每周饮酒的差异作为调节变量，赌博严重程度（NODS）或频率（过去30天赌博的天数）的变化作为结果（见图10）。 2）的情况。 两个模型均不显著（NODS：F（3，75）=0.25，p= 0.860，R2=0.01;过去30年赌博的天数：F（3，75）=2.18，p= 0.097，R2=0.08），表明饮酒的减少并没有缓和接受的干预与赌博结果之间的关系（见表6）。3.4. 干预措施的使用表7提供了在仅G和G+A条件下获得干预措施的参与者比例汇总。近80%的样本（78.7%; n = 222）访问了至少一个在线赌博模块，28%（n=79）完成了4个模块中的至少2个。在干预条件（仅G与G+A）之间，访问在线赌博干预的参与者比例没有显著差异（p >0.05）。为与会者参与者是否实际上接受了心理健康干预（Cunningham，Hodgins等人，2019年）。虽然观察到的赌博减少可能是由于提供了在线赌博干预，但不能从当前（或先前）试验中得出该声明，因为所有参与者都提供了在线赌博干预（并且测试赌博干预的有效性不是这些试验的目的干预本身已经显示出纸笔形式的有效性（Abbott等人， 2012; Hodgins等人，2009;Hodgins等人，2001年）。然而，与随机分配的对照组相比，在线版本尚未证明有效性（Cunningham，Godinho等人，2019; Hodgins等人，2019年）。在目前的试验中，赌博模块的使用似乎比我们以前的研究（结合赌博和心理健康在线干预）更多然而，使用范围仍然相当有限，大约四分之一的参与者完成了四个单元中的 如果假设完成干预的参与者将获得最大的利益，那么就需要做更多的工作来寻找促进参与干预的方法。这个问题并不是当前干预所独有的，因为缺乏在线干预，事实上，面对面干预似乎是常态而不是例外（Ryan等人， 2018年）。当前试验具有良好的随访率，并且与使用相同再治疗广告的先前试验相比显示出显著改善（3个月和6个月时分别为80.1%和84.0%，与先前试验中的38.8%和34.1%相比）。虽然参与者可能是在长时间的广告之后招募的（即，完成首次试验招募后）比广告活动早期招募的患者更有可能完成随访，这种提高的留存率更可能的原因是我们修订了招募程序。在我们的第一次试验中，我们只收集参与者的电子邮件地址作为联系方式。在目前的试验中，我们收集了参与者此外，还检查了邮政地址，以确定这是一个真实的地址（而且没有提供过相同的地址这可能导致不承诺参与研究的受试者减少（此外还减少了多次注册试验的人数）。最后，在基线调查完成时提供额外的10美元礼品证书，以鼓励在此时间点保留。目前的试验观察到，在任何一种情况下，饮酒量都没有显著减少（p>0.05）这表明，在在线赌博干预中增加简短的酒精干预可能不值得作为减少不健康酒精使用或改善赌博结果的手段。然而，重要的是要清楚，这个初步结论只适用于人们关心他们的赌博寻求帮助，截距4.9417.2<0.001个单位10.814.7<0.001个单位时间（参考：基线）3个月-1.29-4.52<0.001个单位-5.15-6.29<0.001个单位《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许J.A. Cunningham等人在不健康饮酒的参与者中，6时间在没有不健康饮酒的参与者中，时间图二、 在仅G和G + A干预中，赌徒随时间的赌博严重程度。表4不健康饮酒者（N=116）的时间、干预和干预时间对饮酒频率（典型一周饮酒次数）的混合效应表5时间、干预和干预时间对饮酒频率（典型周饮酒次数）的混合效应模型结果，无不健康饮酒者（N=166）。E. E.估计不pE. E.估计不p拦截时间（参考：基线）18.77.72<0.001个单位拦截时间（参考：基线）3.546.88<0.001个单位3个月-0.87−0.370.7103个月0.260.490.6286个月干预（参考：G+ A）-0.09毫米2.98−0.040.930.9700.3556个月干预（参考：G+ A）0.640.161.230.210.2180.836E. E.FpE. E.Fp按干预措施相互作用计算的没有同时寻求其他问题的帮助（例如不健康的饮酒）。这种招募方法产生了一种相关的背景，在这种背景下，可以检查将赌博和酒精在线干预相结合的好处，因为它模仿了许多人在网上寻求帮助的方式，因为他们的赌博很可能会访问网站。然而，还有其他相关的问题要问赌博和酒精在线干预相结合的好处其中一个问题是，为那些既担心赌博又担心不健康饮酒的参与者提供在线帮助的最佳方式是什么在这种情况下，rebellion可能会使用广告来招募参与者，要求关注他们的赌博和点头点头《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许J.A. Cunningham等人在不健康饮酒的参与者中，7时间在没有不健康饮酒的参与者中，时间图3.第三章。仅G和G + A干预的跨时间饮酒频率。表6干预与变化之间关系的3个月饮酒减少效果的适度模型结果从基线到6个月的赌博。表7.使用每项在线干预的不同组成部分的参与者比例。干预中使用的干预成分%（n）常数<$5.12 1.18 <$4.310.001<干预‐0.02 1.76 ‐0.01 0.989饮酒量的变化（3个月饮酒量的变化x干预<$0.17 0.12 <$1.38 0.173注：NODS：NORC DSM-IV过去3个月赌博问题的屏幕SE：标准误差他们的饮酒。当同时进行问题赌博和不健康的酒精消费干预时，这个问题赌徒亚组确实可能减少他们的酒精消费（并在赌博方面表现出更大的改善）然而，许多不健康饮酒的参与者很可能不会对广告做出回应，因为他们可能不关心他们的饮酒，或者他们可能会决定单独解决他们的问题（“我会处理我的赌博，然后去喝酒”），或者可能会假设研究人员只对那些比他们喝得更多的人感兴趣。在当前试验中值得注意的是，虽然几乎一半符合不健康饮酒标准的参与者被认为值得进行短暂的酒精干预，但这些参与者中的许多人的酒精消费并不像寻求治疗的样本中预期的那么严重。然而，所提供的个性化反馈干预主要是为不健康但不严重的饮酒水平的人设计的。因此，可能存在其他原因，即在本试验中符合不健康饮酒标准的受试者中未观察到酒精使用显著减少，而不是由于基线时酒精消耗水平较低而导致某种不良反应。每周饮酒量每周饮酒量BSE不p仅G干预（N=143）结果变量：NODS常数−2.110.504.25<0.001个单位自助赌博工具G+ A干预（N=139）81.8（117）干预0.030.740.050.963仅限自助赌博工具21.6（30）饮酒变化（3个月-0.010.03-0.420.677仅限CYD第十二条第二款（十七）项饮酒x干预0.040.050.860.392自助赌博工具CYD54.0（75）《中华人民共和国电信与信息服务业务经营许J.A. Cunningham等人8目前的审判有一些限制，其中一些已经提到。缺乏参与在线干预是令人不安的，并指出需要找到方法，使继续使用干预更具吸引力。然而，重要的是要注意，干预参与可能无法与干预内容、目标行为和/或干预中的行动机制分离。第二，虽然有研究表明，自我报告的赌博量通常是可靠的，但如果可以获得一些其他客观的赌博指标，这将是一种优势（理想情况下，在不改变试验参与者组成的情况下做到这一点）。最后，本试验中采用的简短酒精个性化反馈干预是一种独立的干预，而不是已整合到在线赌博干预中的干预。这一领域未来研究的一个主题是更综合干预的好处（例如，其中一项包含了关于增加赌博水平如何可能促进赌博损失的信息--或 者 赌 博 损 失 如 何 可 能 促 进 不 健 康 的 酒 精 消费）关于改善赌博和减少不健康的酒精使用的信息。确认这项研究是由马尼托巴省酒类和彩票的马尼托巴赌博研究计划资助的;然而，本文的发现和结论仅是作者的，并不一定代表马尼托巴省酒类和彩票的观点。资助机构在研究设计、数据收集、分析和解释以及撰写手稿方面没有任何作用或影响。这项研究的进行部分归功于加拿大研究主席计划的资助，以支持加拿大成瘾研究主席坎宁安博士。安大略省卫生和长期护理部向安大略省医学研究院提供了科学家工资和基础设施方面的支助。本文所表达的观点不一定代表卫生和长期护理部的观点。竞合利益作者声明他们没有利益冲突引用Abbott，M.，Bellringer，M.，Vandal，A.，哈金斯，华盛顿Preez，Palmer Du，Landon，J.，Sullivan，S.，Feigin，V.，2012年。 问题赌博简短电话干预的有效性：一项随机对照试验。 从奥克兰科技大学检索，为新西兰卫生部准备。巴恩斯，通用汽车公司，Welte，J.W.，Tidwell，M.C.，何伟文，J.H.，2015.赌博和物质用途 ：共 同 发生 在 成 年 人 在 最近的 一 般人 口 研 究 在美 国 。 International Journal ofGamblingStudies15（1），55-71.https://doi.org/10的网站。1080/14459795.2014.990396。Bischof，A.，Meyer，C.，Bischof，G.，Kastirke，N.，约翰，U.，Rumpf，H.J.，2013.共病AX是从德国普通人群中重新筛选的病理性、问题性或高危赌博受试者中的I类疾病：PAGE研究结果Psychiatry Research 210（3），1065-1070.https://doi.org/10.1016/j.psychres.2013。07.026坎宁安，J.A.，2005年在问题赌徒中很少使用治疗精神病学服务56（8），1024-1025。https://doi.org/10.1176/Appi.Ps.56.8.1024-A网站。坎宁安，J.A.，Koski-Jannes，A.，怀尔德TC Cordingley，J.，2002.用自助材料治疗酒精问题：一项人口研究 Journal of Studies on Alcohol63（6），649-654.坎宁安，J.A.，哈金斯，华盛顿Toneatto，T.，2008年 问题赌徒对自助服务的兴趣。精神病学服务59（6），695-696。坎宁安，J.A.，怀尔德TCCordingley，J.，van Mierlo，T.，Humphreys，K.，2009年基于互联网的酒精滥用者干预的随机对照试验。成瘾104（12），2023-2032。https://doi.org/10.1111/j.1360-0443.2009。02726. 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