基于网络的抑郁症干预的疗效:三组随机对照试验，比较有指导和无指导的自助与等候名单对照

简介

背景

全球有超过3亿人患有单相抑郁症，是一种常见的精神障碍[1］．抑郁症会降低患者的生活质量，并与自杀率上升和寿命缩短有关[2，3.］．然而，获得治疗的机会有限，这是治疗抑郁症患者的一个障碍。卫生保健系统很少能提供必要的急性帮助，例如立即获得心理治疗师的帮助[4］．在德国，获得门诊心理治疗大约需要20周[5］．

除了基于证据的抑郁症治疗，如心理治疗和药物治疗，基于网络的干预在抑郁症的治疗中变得越来越重要。基于认知行为疗法的基于网络的干预是合适的，因为他们的结构化和标准化的方法，他们对心理教育的关注，以及在治疗期间分配的家庭作业[6］．存在各种形式的基于网络的干预，它们在提供给参与者的指导水平方面有所不同。网络干预的指导形式包括通过电子邮件、聊天或电话获得心理治疗师的支持。基于网络的非指导形式的干预通常不包括个人接触。

在一些对照研究中，使用网络干预治疗抑郁症被认为是有效的[7-9]和元分析[10-12］．在一项元分析中[10]，自我引导网络认知行为疗法在减轻抑郁症状严重程度方面比对照治疗更有效(β=−0.21;篱笆g =0.27)和治疗反应(β= 0.53;优势比1.95,95% CI 1.52 ~ 2.50)。在最近一项对39个随机对照试验的系统综述和个体患者数据网络元分析中，Karyotaki等[12对基于网络的认知行为疗法进行了区分。与常规治疗相比，指导(PHQ-9评分:平均差异−1.7,95% CI−2.3至−1.1)和非指导(PHQ-9评分:平均差异−3.3,95% CI−3.9至−2.6)和非指导(PHQ-9评分:平均差异−2.5,95% CI−3.2至−1.8)在减轻抑郁症状方面都更有效[12];干预后，导向性网络认知行为疗法也比非导向性网络认知行为疗法更有效(PHQ-9评分:平均差值为0.8;95% CI−1.4至−0.2)，但在随访6或12个月时没有。基线抑郁症状严重程度是一个修正因素，对基线PHQ-9评分大于9的患者进行基于网络的认知行为治疗效果更好[12］．然而，Karyotaki等[12]在研究之间使用了不同的指导定义，在单一试验中，只有6项试验被纳入元分析，直接比较了有指导和无指导的基于网络的认知行为治疗。

目标

我们旨在评估一种名为Selfapy的网络干预的指导和非指导版本的功效，以调查心理指导在网络干预中的效果。在一项随机对照试验中，参与者被分配到3个治疗组:指导组、非指导组和对照组。

假设

我们假设，3个月Selfapy项目的参与者比对照组的参与者抑郁症状会有更大的减轻，我们假设指导版本的参与者比无指导版本的参与者抑郁症状会有更大的减轻。

二次假设

我们假设，在3个月的self - apy项目后，两个干预组的抑郁症状和焦虑症状都比对照组有更大的减轻。

方法

招聘

有抑郁症状的参与者是通过Selfapy网站、社交媒体上的广告和健康保险公司的大量信息手册招募的。招募工作在德国各地进行。主要的招募工具是一个研究网站，感兴趣的个人可以通过该网站登记参加。本次预注册试验根据研究方案进行[13］．

道德标准

这项研究得到了哈佛大学医学院伦理委员会的批准查利特柏林大学医学院(EA/047/19)。有助于这项工作的所有程序都符合相关国家和机构人体实验委员会的道德标准，以及2008年修订的1975年赫尔辛基宣言[14］．

纳入和排除标准

潜在参与者通过电话进行筛选。通过使用迷你国际神经精神病学访谈(Mini [15])、汉密尔顿抑郁评定量表(HRSD-24) [16](得分≥8分)，以及通过收集个人数据。所有的MINI和HRSD-24访谈都是由训练有素的采访者进行的(心理学家和医学生，在医院接受过培训查利特精神病学与心理治疗系)。纳入标准为(1)年龄18 ~ 65岁;(2)有足够的德语能力来使用和理解基于网络的干预(由面试官决定);(3)可靠的互联网接入;(4)贝克抑郁量表(BDI-II) [17]分数≥13;(五)愿意提供电子数据;(6)根据《国际疾病统计分类》第十版(ICD-10: F32, F33, F34)，以MINI为基础诊断重度抑郁障碍或心境恶劣。

排除标准为:(1)诊断为双相情感障碍或精神分裂症;(二)急性精神病症状;(3)当前药物依赖(过去6个月内)或戒断综合征(ICD-10: F1x2, F1x3);(4)急性自杀倾向(使用HRSD-24评估;如果个人在自杀性项目上得分≥3，则排除在外)。由于疾病严重程度而被排除在研究之外的个体被建议寻求专业帮助。有关详情已于先前公布[13］．

随机化和盲法

符合资格标准的参加者被随机分为三组(图1)．参与者按3:3:2的比例分配(引导组:n=151，非引导组:n=150，对照组:n=100)。由独立研究人员使用计算机控制的随机数生成器(Randlist，版本1.2)的随机数分配计划执行块随机化。

参与者要么立即获得指导版本的计划，要么立即获得非指导版本的计划，要么延迟(24周)获得他们所选择的指导或非指导计划(即对照组)。与会者通过电子邮件被告知分配过程的结果。干预小组中的每个人都会收到一封电子邮件，其中有一个链接和他们唯一的访问代码，可以立即注册并开始干预。对照组的参与者也会收到一封带有评估材料链接的电子邮件。因此，参与者参与了这项研究。诊断性面试官对被分配的那组人是视而不见的。

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干预

基于网络的干预旨在治疗轻度至中度抑郁症患者的抑郁症状，并在认知行为疗法、系统疗法和正念训练领域提供基于证据的方法和练习的指导。干预包括6个核心模块和6个额外的可选深入模块，代表不同的心理治疗方法(多媒体附件1)，根据用户的阅读速度、兴趣、动机和阅读程序的个人路径，每项可在10至60分钟内完成。在干预期间，可以反复访问这些模块。该课程旨在让用户参与积极的练习，提供有用和有趣的内容，并鼓励自我反思。此外，干预包括简短的问卷调查，以评估当前的情绪，这使得情绪轨迹在治疗过程中可见。此外，个人目标可以设定和审查。该程序为用户提供了每个练习的可打印摘要和工作表。此外，用户还可以收到使用课程的提醒电子邮件，并重申课程内容。

两个干预组的参与者在12周内使用相同的网络课程，在12周干预期结束后，直到随访为止，也可以访问课程内容。只在治疗期间提供电话或聊天支持。干预组和对照组的参与者没有受到影响，也没有被建议改变他们现有的治疗模式，他们可以自由地寻求药物或心理治疗来满足现实的护理。

指导小组

在指导版的Selfapy中，参与者在整个项目期间都接受了一位正在培训的心理治疗师的个人指导(在德国机构注册的17名行为治疗师和深度心理学家正在培训)。讨论的主题与课程内容相符(多媒体附件1)．治疗师能够在每周的主题和相关练习中设置自己的焦点。在项目开始时，接受培训的心理治疗师和参与者相互认识，在整个干预期间，接受培训的心理治疗师和参与者每周通一次电话(持续时间为25 - 30分钟)。电话讨论的重点是讨论和反思每个模块的练习。每个模块都涉及诸如资源、行为激活、自尊和自动思维等问题。所有指导参与者的治疗师都接受了1小时的培训课程，包括:研究的一般信息;风险及其缓解;应急预案的讨论;关于处理和记录辍学的信息;以及电话标准化的信息。 The focus of the guided version was to support web-based intervention use.

不能控制的集团

在无指导版本的Selfapy中，干预是独立进行的。没有办法通过电话联系正在接受培训的心理治疗师。然而，一个聊天功能允许参与者就正确使用课程提出问题。主动异步通信仅在患者安全考虑的情况下发生。对于急性症状或自杀倾向的增加，有一个特定的方案[13]，以确保每位参与者的安全。

对照组

在24周的等待期间，对照组每周通过电子邮件收到标准化的正念练习，内容与正念自助指南相当。对照组选择了具有情绪稳定活动的等待列表设计，以控制与治疗预期相关的变化，并与未治疗或被动等待列表对照组相比，更好地减轻动机的丧失[18］．这些练习只适用于对照组，因此干预组和对照组之间不存在与内容相关的重叠。对照组也可以自由接受其他药物和心理治疗。24周后，对照组的参与者可以访问基于网络的干预，并允许他们选择希望参加的项目类型(有指导或无指导)。

测量

抑郁症状评估采用BDI-II(主要转归)、抑郁症状快速量表-自我报告(QIDS-SR-16) [19]和观察者评定的HRSD-24。贝克焦虑量表[20.]用于测量焦虑症状自我评估的变化(次要结局参数)。在干预开始时(T1)、干预开始后6周(T2)、干预结束时(干预开始后12周，T3)、干预开始后24周(随访，T4)测量主要和次要结局参数。所有基于网络的问卷都由参与者独立完成。

统计分析

符合CONSORT(试验报告综合标准建议)[21]，我们进行了(1)意向治疗(包括来自所有随机参与者的观察和估算数据，无论他们是否使用干预或激活他们的访问凭证进入计划)，以及(2)每个方案(包括来自完成干预前和干预后评估的参与者的数据)分析(多媒体附件2)．

主要终点是研究开始(T1)和干预结束(T3)期间BDI-II中抑郁症状的减少。进行单因素方差分析(因素组内)，分析干预组之间抑郁症状减轻的差异。

采用重复测量方差分析评估次要终点和组(有导vs无导vs对照组)和时间相互作用的影响。如果发现显著影响，则应用Bonferroni校正进行两两比较(P<.016)用于多次测试。术后比较结果以95% CI和SD的平均值表示。

采用Kolmogorov-Smirnov检验检验正态分布。除了Kolmogorov-Smirnov外，还计算了每个变量的平均值和SD值Z-value，并指定无症状显著性(对于两个干预组)。P<。05表示数据不是正态分布。

独立2-tailedt使用检验和卡方检验来估计组间在基线时的人口统计学和样本特征方面的差异。计算平均值、95% CI和SD值。没有进行中期分析。由于T3 - T4期患者退出率较高，随访分析采用重复计量方差分析，仅纳入完成随访的患者。

调节因子分析用于分析各种社会人口学变量对主要结局的影响。回归分析旨在解释BDI-II的变化(以T3和T1的差值为标准)。使用的预测因子是基线时的BDI-II以及潜在的调节因子、分配的群体和社会人口学变量(性别、年龄、关系状态和子女数量)。除年龄外，所有变量均为二分式，编码为0或1。的乘积生成了调节变量z-标准化BDI-II评分基线与二分社会人口学变量，分配组和z标准化的时代。所有二分类变量，赋值组，和z-标准化年龄作为回归因子。随后，我们使用层次线性回归，通过enter方法将所有预测因子放在第一个块中，通过逐步方法将所有调节因子放在第二个块中。

此外，缓解率(BDI-II评分较基线下降50%)、缓解率(干预后BDI-II评分≤10 [22])，以及最小的临床重要差异(BDI-II评分较基线下降17.5% [23])为干预后的主要结果进行计算和报告。

在意向治疗分析中，数据中的缺失值通过链式方程(与米= 5归罪)。使用线性回归计算的数据来计算汇总数据(所有5次imputs的平均值)。随后，根据估算值和现有值确定尺度值。数据输入后，将输入结果与观测结果进行比较。合并的估算值被证明更加保守，因此，估算数据集的结果被用于评估基于web的干预的结果。

结果

一般

在401名参与者中，干预后(T3，干预结束)，BDI-II和QIDS-SR-16组的退出人数分别为100人(24.9%)，HRSD-24组为128人(31.9%)，BAI组为103人(25.7%)。

特征

研究开始时，401名随机参与者中有353人(88.0%)符合当前重度抑郁发作的诊断标准(MINI访谈)，53人(13.2%)符合心境恶劣的诊断标准(多媒体)．基线数据显示所有参与者的平均轻度到重度抑郁水平(BDI-II:平均30.5,SD 9.5，范围13-56)。与因素组的单向方差分析显示基线时无差异(F_2398年= 0.23,P= .80)。参与者的平均年龄为37.1岁(SD 11.0)。

对于因素关系，非指导组中报告自己已婚或与伴侣生活的参与者(33/ 151,22.0%)比对照组(52/ 100,52.0%;χ²₁= 8.25,P=.01)，而引导组和对照组之间没有差异(χ²₁= 1.56,P=.21)或有导组与无导组(χ²₁= 2.97,P=。08)。与对照组(57/ 100,57.0%;引导vs控制:χ²₁= 9.12,P= . 01;无引导vs控制:χ²₁= 18.98,P<.001)，而有指导组和无指导组之间没有差异(χ²₁= 1.76,P=)。对照组(25/100,25.0%)研修生人数多于指导组(12/151,7.9%;χ²₁= 5.68,P=.01)或非引导组(6/150,4.0%;χ²₁= 12.62,P<.001)，而有指导组和无指导组之间没有差异(χ²₁= 1.27,P=点)。最后，对照组(14/100,14.0%)比无指导组(3/150,2.0%;χ²₁= 6.55,P=.05)报告其他职业。

对其他社会人口学变量的分析并没有显示出组间的显著差异(性别:P=。81，子女人数:P= iseq指数)。

在候补名单上(χ²₂= 6.76,P=.03)，目前使用抗抑郁药物(χ²₂= 7.31,P=.03)及干预前一年(χ²₂= 10.25,P=.006)在基线时存在差异，在干预前一年，指导组比非指导组有更多的参与者服用了抗抑郁药(χ²₁= 9.36,P=.002)，目前(χ²₁= 6.56,P= . 01)。在干预前一年，与对照组相比没有差异(指导vs对照组:χ²₁= 0.66,P=点;无引导vs控制:χ²₁= 3.2,P=.07)和当前(引导vs控制:χ²₁= 0.47,P= 49;无引导vs控制:χ²₁= 2.11,P=酒精含量)。在基线时，两组在当前心理治疗方面没有差异(χ²₂= 1.50,P=)。

使用数据

在基线评估后，共有301名参与者接受了干预。在干预期间，每位参与者平均完成9.4个(sd2.3)单元，254名参与者(84.4%)完成主要课程(多媒体)．

主要的结果

每个评估点的描述性统计数据见表2完整和有意处理样本。Kolmogorov-Smirnov检验未发现BDI-II评分违反正态分布。单向方差分析显示意向治疗样本(F_2398年= 37.20,P<措施)。干预后(T3)与Bonferroni校正的配对比较显示，与对照组相比，指导组抑郁症状(BDI-II)显著降低(P<.001)和对照组(P<措施)。两者无显著差异(P=.18)有导组与无导组(多媒体附件4)．

BDI-II的组内效应量(表3)都很大，对于导游(d =1.44, 95%可信区间1.21至1.68)和非引导(d =1.38, 95% CI 1.15 ~ 1.65)组，而对照组无影响(d =0.07, 95% CI−0.21 ~ 0.37)。干预后指导组与对照组之间的组间效应量(d =1.63, 95% CI 1.37至1.93)以及非指导组和对照组之间(d =1.47, 95% CI 1.22至1.73)，而引导组和非引导组之间的效应值可以忽略不计(d =0.20, 95% CI−0.04 ~ 0.45)。

反应和缓解率

缓解，定义为干预后(T3)抑郁症状减轻50%或以上的参与者的百分比，达到34.9%的所有参与者(n=140/401)。引导组有效率48.3%(73/151)，非引导组有效率43.3%(65/150)，对照组有效率2.0%(2/100)。缓解，定义为干预后BDI-II评分为12或更低，发生在意向治疗样本中25.4%的参与者(102/401)。在指导组中，39.7%的参与者(60/151)达到缓解，在非指导组中为28.0%(42/150)。对照组中没有人达到缓解。

最小临床重要差异

总体而言，意向治疗样本中63.1%(253/401)的参与者抑郁症状减轻大于最小临床重要差异，指导组为74.2% (n=112/151)，非指导组为70.7%(106/150)，对照组为35.0%(35/100)。相比之下，引导组(χ²₁= 36.44,P<.001)和非引导组(χ²₁= 29.61,P<.001)的症状改善发生率明显高于对照组，而干预组之间没有发现差异(χ²₁= 0.30,P= 58)。

主持人分析

采用意向治疗样本进行回归分析。由于社会人口变量的缺失值，可用于计算的数据集数量减少到279个。回归似乎没有问题(durbin - watson统计量为1.762，共线性<2.0)。由于非标准化残差的均值为0，表明回归具有同方差。kolmogorov - smirnov检验渐近显著(P= 03)。偏态分布在5%置信区间内;峰度略高于峰度。基于直方图，残差接受正态分布。在分层多元线性回归分析的第一个块中，发现了一个显著的模型(解释方差r²= 0.592;F_6272年= 65.9,P<措施)。值得注意的是，年龄对治疗结果有显著影响——参与者年龄越大，BDI-II评分的改善越大(b= 0.103;β= 0.087,t= 2.25,P= .02点)。此外，T1时更高的BDI-II评分与T3时BDI-II评分的更大降低相关(b=−0.98,β=−0.632,t=−15.93,P<措施)。此外，被分配到对照组与T3时BDI-II评分降低较低相关(b= 11.6,β= 0.34,t= 8.52,P<措施)。其他变量(关系状态:P= .96点;性:P= 29;子女人数:P=.90)对结局变量无显著预测作用。在层次回归分析的第二个块中，使用逐步方法包括基线时第一个块变量的交互项的调节项。没有发现显著性，因此分析没有表明有调节作用。

二次结果

次要结果的描述性统计显示在表2,表3显示意向治疗样本的所有次要结果测量的组内和组间效应量。所有次要结果均未发现违反正态分布。

重复测量方差分析显示，主要影响因素时间qids - sr -16 (F_{3, 1194}= 200.08,P<措施,η²=0.25)， hrsd-24 (F_2796年= 152.26,P<措施,η²=0.19)， BAI (F_2796年= 62.2P<措施,η²= 0.09)。此外，我们发现意图治疗样本- qids - sr -16中所有二次测量的显著相互作用(因子组×时间)(F₁₁₉₄= 33.2,P<措施,η²=0.10)， hrsd-24 (F_4796年= 23.3,P<措施,η²=.07)， BAI (F_4796年= 30.4,P<措施,η²= 0.09) (图2)．

QIDS-SR-16的bonferroni校正后置c分析(图3)显示，两组患者的抑郁症状(P<.001)和非引导组(P<.001)。然而，在有引导组和无引导组之间没有发现差异(P= 50)。

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同样，对HRSD-24的事后分析(图4)显示，观察人员评定的抑郁症状在指导组(P<.001)和非引导组(P<.001)。与无指导组相比，有指导组的症状有更大的减轻(P=措施)。

最后，BAI评分变化的事后分析(图5)显示，在(P<.001)和非引导组(P<.001)。引导组与非引导组之间无显著性差异(P=。08)。

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3个月随访

在干预(T4)开始24周后的随访评估中，使用BDI-II、QIDS-SR-16和HRSD-24的每个方案数据进行重复测量分析方差。401名参与者中，有155名(38.7%)BDI-II、156名(38.9%)QIDS-SR-16和30名(7.5%)HRSD-24的随访数据可用(表4)．

重复测量方差分析显示BDI-II存在显著的相互作用(因子组×时间)(F_2152年= 3.7,P= 0。η²= 0.02)。术后与随访(T4) bonferroni校正的两两比较显示引导组之间有显著差异(P<.001)和非引导组(P<.001)与对照组相比，但在有指导和无指导之间没有差异(P>.999)显示对照组症状恶化，两干预组均维持治疗效果。与基线(T1)相比，随访(T4)的BDI-II评分在两组(d =1.58)和非引导组(d =1.88)。此外，在BDI-II中，引导组的T4缓解率为29.2%，非引导组为21.3%。QIDS-SR-16的重复测量方差分析未显示出显著的相互作用效应(组×时间)(F_2153年= 3.32,P=点,η²=0.02)或HRSD-24 (F_2、19= 0.27,P= .77点,η²= 0.15)。

讨论

主要结果

我们调查了有指导和无指导的网络干预对抑郁症治疗的疗效，发现与意向治疗样本中的对照组相比，两个干预组的BDI-II(主要结果)和HRSD-24的抑郁症状有显著改善，并且在每个干预中观察到较大的干预前后效应量差异(BDI-II:指导组，HRSD-24)。d =1.44;不能控制的集团,d =1.38;HRSD-24:引导组，d =1.76;不能控制的集团,d =1.34)。同样，抑郁和焦虑症状的自我报告测量显示，干预前和干预后，两个干预组的得分都有显著的差异(QIDS-SR-16:指导组，d =1.94和非引导组，d =2.32;指导小组，d =1.35和非引导组，d =1.21)与对照组比较(QIDS-SR-16:d =0.13;白:d =−0.27)。

在类似的基于网络的抑郁症干预中，Meyer等人[24]调查了一项针对抑郁症的无引导的基于网络的认知行为疗法干预，发现基于网络的干预非常有效(与等待名单对照、使用PHQ-9的干预前后差异相比:d =1.32)，这与我们对BDI-II的组内效应大小相当。

在另一项基于网络的指导干预试验中，Beiwinkel等人[25]调查了一项为期12周的基于网络的抑郁症治疗项目的疗效，该项目应要求提供治疗支持(即心理学家通过电话或电子邮件提供反馈)，与等待列表对照(仅包括无指导的基于互联网的心理教育)相比，报告了干预前后BDI-II评分显示，有指导的干预组抑郁症状显著减轻，组内效应大小较大(d =1.42;对照组:d= 0.65)。

在我们的随机对照试验中，两个干预组的治疗效果均略高于既往研究[24，25］．在[25]，干预时间也是12周，但只有在要求时才提供治疗支持。这种方法可能会阻止患者寻求接触，因此可能会阻碍整体效果。此外，我们的干预提供了两个干预组中联系心理学家的选项(指导组:电话;非引导小组:标准化聊天选项)，这可能会导致更好的结果。除了研究设计的差异外，参与者的特征也可能是高效应量的原因之一。与其他基于网络的认知行为治疗研究相比[24，26，27]，在我们的随机对照试验(333/401,83%)中，女性的比例更高(74.4% [24])。总体而言，女性比男性更频繁地寻求网络干预。26，27］．此外，更多的参与者完成了高等教育，即大学(28.4%)和职业学校(10.2%)。教育程度高是治疗依从性高的预测因素[28]和积极的治疗结果[29]因为参与者能够更好地将特定治疗的内容转移到他们的生活中[30.］．在个体患者数据网络元分析中，Furukawa等人[31研究发现，较高的抑郁症状基线严重程度与对网络干预的更好反应有关，而失业则与结果较差有关。性别对受访者的反应没有影响。我们还发现基线严重程度、治疗和年龄(年龄越大结果越好)是治疗结果的显著调节因子。

基于网络的干预比等待列表控制的效果更大，但与先前关于两种引导(组间效应大小)干预的相似文献一致d =0.55 [24])和非引导(组间效应大小d =0.57 [25)基于网络的认知行为疗法。与其他基于网络的干预试验相比，我们对照组的反应率相对较低(BDI-II中的组内效应量:d=0.07) -Meyer等[24]发现平均组内效应大小(d =对照组的主要终点(PHQ-9)为0.71)。克莱因等[32]报告了对照组(仅照旧治疗)在干预前后比较中的小影响(PHQ-9:d =0.39)。相比之下，Berger等人[33]，在等待名单对照组中，也没有发现干预前和干预后症状的显著变化(BDI-II:d =0.14)。我们的结果是相似的。我们对照组的低效果可以用许多不同的原因来解释。积极等待名单条件，如我们的对照组，与没有治疗条件相比，可能具有反安慰剂效应[34］．此外，在等待名单条件下的特定干预也可能对互联网干预产生负面影响。例如，Furukawa等人[31报告称，与基于网络的认知行为疗法的其他部分相比，放松训练甚至是有害的。

随访3个月可维持疗效。指导组的BDI-II评分仍显著较低(d =1.59)和非引导组(d =1.91)。我们的发现与之前的研究相似，即基于网络的干预具有积极的长期影响。10］．

我们还调查了基于网络的干预指导的效果。我们发现，在两组不同的指导下，减轻抑郁症状的效果相同且非常有效。完全不受支持的基于网络的干预被认为效果较差[8，12]，与较高的流失率有关[35]，并比支持的干预措施带来更大的风险[34］．然而，研究结果在某种程度上是不同的:Berger等[33]将无指导的基于互联网的自助计划与由治疗师和候补组支持的相同干预进行了比较。我们对引导组和无引导组的比较确实显示出差异，然而，在无引导组和有引导组之间差异不显著(干预后组间平均差异:d=0.24，支持有指导的自助)。在最近的一项调查中，Zagorscak等[36]将基于网络的认知行为疗法单独与心理学家的治疗和半标准化的电子邮件反馈进行了比较。同样，组间效应在各结果间不显著。

就我们的研究而言，心理接触的剂量可能不足以在两组之间产生实质性的差异。相反，两组都与治疗师联系，尽管无指导组只能接触与内容无关的问题。两组的主要课程完成率也都很高，尤其是与其他研究中基于网络的非指导干预相比[31］．核核研究等[10表明坚持基于网络的认知行为疗法(疗程完成率)影响了结果。与元分析结果相反，[12]，我们也没有发现抑郁的严重程度是指导组更好结果的预测因素。

优势与局限性

我们的研究有几个优势。我们包括了自我评分和观察者评分，并包括了随访评估。此外，我们比较了不同形式的指导。我们在评估中还考虑了多个方面，如完成率和社会人口因素。然而，也有一些局限性。首先，使用广泛的纳入标准，我们获得了一个异质研究样本[37］．其次，接受额外治疗的选择阻碍了将治疗效果完全归因于基于网络的干预。额外的治疗(两个干预组中有12人接受治疗，70人接受精神治疗)可能会导致效果，并可能导致内部效度的降低。第三，尽管心理治疗师和参与者之间的对话在指导小组中是标准化的，但我们对实际的对话以及是否遵循预定内容的结构没有任何见解。最后，我们的样本量可能太小，无法检测有引导组和无引导组之间的差异。

结论

基于网络的干预为抑郁症患者提供了一种非常有效和临床相关的干预。与我们的假设相反，引导g和非引导干预的效果确实不同。我们的研究结果证明了self - apy网络干预作为抑郁症临床重要治疗选择的价值和适用性。