这项研究是一项随机对照试验，包括三组:两组基于互联网的自助干预(CBT和PST)和一组等待名单对照组(WL)。该研究旨在将两种干预措施的疗效与WL进行比较。样本量基于主要结局变量的预期差异(即，测试后干预组和等待名单对照组之间的抑郁症状)。基于单尾检验中0.80的幂，即0.05的alpha，我们在每种条件下需要100名受试者才能显示0.40的效应量。因此，总样本量确定为300。

参与者是通过日报和周报上的广告以及谷歌等一般网站和与精神健康问题有关的网站上的横幅招募的。招募工作在2006年8月至9月和2007年1月至2月两个期间进行。申请是通过网站进行的。申请后，受试者通过邮寄方式收到一份关于本研究的小册子和一份知情同意书。在给予知情同意后，参与者通过电子邮件收到基线问卷。研究方案得到了自由大学医学中心医学伦理委员会的批准。

所有年龄在18岁及以上且有抑郁症状且愿意参加自助课程的成年人都有资格参加这项研究。主要入选标准是流行病学研究中心抑郁量表(CES-D)得分在16分以上[ 15］．有更严重抑郁症状的参与者(CES-D得分为32分或更高)被建议咨询他们的全科医生，但可以参加研究。其他入选标准包括:对荷兰语有足够的了解，能上网，有电子邮件地址。本研究未定义排除标准。

在基线测量后和干预开始前一周，在个人水平上进行随机化。收到的基线问卷按到达顺序编号。受试者被随机分为三组，两组干预组和一组等待对照组。我们使用块随机化，每个块包含9个分配。一个独立的研究人员用计算机化的随机数发生器制定了分配时间表。随机分组后，受试者立即通过电子邮件被告知随机分组结果。

在干预开始后的第5、8和12周，联系所有参与者进行结果评估。所有问卷都是在网上进行的。参与者会收到一封带有问卷链接的电子邮件。

图1显示参与者通过试验的进度。在338名可能有兴趣参与的人中，有64人没有发回基线问卷或没有给予知情同意。我们从274名受试者中收到了基线问卷和书面知情同意书。其中，8名受试者在CES-D考试中得分未超过16分，3名受试者因其他原因决定不参加。其余263名参与者被随机分配到三种条件中的一种。 表1呈现人口统计学特征。参与者主要为女性(71%，n = 187)。平均年龄45岁(SD: 12.1)。几乎所有受试者都来自荷兰(92%，n = 243)。大多数参与者(64%，n = 168)完成了高等职业教育或大学。263名参与者的CES-D基线平均得分为31.7 (SD: 7.5，中位数:31.0)。在基线时，两组之间在人口统计学或症状方面没有统计学上的显著差异( 表1而且 表2)．

图1

参与者流

整个样本的流失率在5周评估时为30% (n = 79)， 8周时为34% (n = 90)， 12周时为43% (n = 112)。人员流失率如此高的原因尚不清楚。一些参与者退出是因为，例如，其他治疗，感觉更好，缺乏时间，以及理解计算机程序的问题，但大多数人没有说明任何原因。三种条件下的流失率有显著差异。在所有评估中，对照组的磨耗率低于两个干预组(5周WL: 18%， n = 16, 5周CBT: 31%， n = 27, 5周PST: 41%， n = 36， χ)²_2263年= 10.58, P= . 01;8wk WL: 18%， n= 16, 8wk CBT: 42%， n=37, 8wk PST: 42%， n=37， χ²_2263年= 14.47, P=措施;12周WL: 28%， n = 24, 12周CBT: 48%， n = 42, 12周PST: 52%， n = 46， χ²_2263年= 12.33, P= .002)。

在基线时，完成治疗后措施的参与者与未完成治疗后措施的参与者之间发现了一些统计学上的显著差异。完成治疗后措施的参与者(95%，n = 161)比未完成治疗后措施的参与者(87%，n = 82， χ)更有可能出生在荷兰²_1263年= 5.55, P= .02)，年龄也较大(分别为46.6岁和41.9岁， t₂₅₉= -2.91, P= 04)。

表2使用意向治疗样本，报告由线性混合模型程序产生的估计均值和标准偏差。这些方法被用来产生估计的轨迹 图2．随着时间的推移，所有ce - d、F组均有显著的整体改善_3543年= 124.57, P<措施。此外，结果还显示了显著的组x时间相互作用的CES-D, F_6543年= 5.61, P<措施。如 图2PST组5周后的平均抑郁评分明显低于WL组， t₅₉₂= -3.01, P= .002。8周后，CBT和PST的抑郁评分均显著低于WL (CBT: t₅₉₈= -3.64, P< .001, pst: t₅₉₆= -2.89, P= 04)。同样在12周后，CBT和PST表现出明显低于WL的抑郁评分(CBT: t₆₃₅= -4.73, P< .001, pst: t₆₅₀= -4.34, P<措施)。在每次评估中，CBT和PST在抑郁评分上没有发现差异。

关于焦虑评分，随着时间的推移，HADS的所有组都有显著的整体改善，F_3538年= 81.74, P< .001 ( 图2)．5周后，PST组的平均焦虑得分明显低于WL组， t₅₈₂= -2.78, P= .006。8周后，CBT和PST均表现出明显低于WL的焦虑评分(CBT: t₅₈₈= -3.63, P< .001, pst: t₅₈₆= -3.34, P=措施)。同样在12周后，CBT和PST的焦虑评分明显低于WL (CBT: t₆₂₇= -3.51, P< .001, pst: t₆₄₂= -3.35, P=措施)。在每次评估中，CBT和PST在焦虑评分上没有发现差异。

如 图2，随着时间的推移，所有EQ5D、F组均有显著的整体改善_3502年= 23.25, P<措施。此外，结果显示，EQ5D, F_6501年= 2.97, P= .007。5周后，各治疗与WL之间没有发现差异。8周后，CBT和PST均表现出明显高于WL的生活质量评分(CBT: t₅₆₀= 2.11, P= .04, pst: t₅₆₄= 2.20, P= 03)。12周后，CBT和PST的生活质量评分也明显高于WL (CBT: t₅₈₈= 2.41, P= .02, pst: t₆₁₃= 2.52, P= . 01)。在每次评估中，CBT和PST在生活质量评分上没有发现差异。

图2

通过治疗分配估计抑郁、焦虑和生活质量评分的改善轨迹

所有效应量均在 表3．效应量基于意向治疗样本，使用来自 表2．在抑郁和焦虑方面，组间效应大小在中等水平左右。生活质量的影响值较低。在12周的随访后，抑郁症的最高值为CBT: 0.69 (95% CI: 0.41 - 0.98)， PST: 0.65 (95% CI: 0.36 - 0.95)。PST在生活质量评分上最低，d = 0.14，无统计学意义。

临床显著改变的数据在 表4．报告了随机分配到条件(估计)的参与者以及完成问卷调查(观察)的参与者的比率。

估计结果显示，在CES-D的临床显著变化方面，组间差异显著。PST组5周后改善和恢复的发生率(n = 18)高于CBT组和WL组，χ²_2263年= 38.43, P<措施。8周和12周后，CBT和PST均较WL有明显改善和恢复(8周:χ²_2263年= 28.73, P< .001, 12周:χ²_2263年= 42.31, P<措施)。在12周时表现出临床显著变化的参与者数量，CBT组为n = 34, PST组为n = 30, WL组为n = 0。各组间观察结果也有显著性差异(5周:χ²_2184年= 9.63, P= .008, 8周:χ²_2173年= 7.0, P= .03, 12周:χ²_2151年= 11.57, P= .003)。

许多参与者未能完成整个课程。在被分配CBT和PST的参与者中，8人(9.1%)和14人(15.9%)根本没有完成任何课程。在接受CBT治疗的参与者中，63人(71.6%)至少完成了四节课，34人(38.6%)完成了全部八节课。在被分配到PST的参与者中，49人(55.7%)完成了三个或更多的课程，33人(37.5%)完成了整个课程。结业者接受高等教育的比例高于未结业者(75% vs 60.4%)，χ²_1178年= 4.1, P= .04点。关于临床特征，完成者在基线时的抑郁评分明显低于未完成者(29.8 vs 32.8)， t₁₇₆= 2.69, P= .008。此外，完成者的生活质量得分明显更高(0.68 vs 0.57)， t₁₆₅= -3.38, P=措施。

我们使用意向治疗样本，调查了治疗完成者、非完成者和WL之间抑郁评分发展的差异。完成状态和时间之间的交互作用是显著的F_2578年= 12.58, P<措施。随着时间的推移，完成者和未完成者的抑郁评分均低于WL(完成者:beta = -2.15， t₅₃₇= -4.11, P< .001，未完成者:beta = -2.56， t₆₀₈= -4.33, P<措施)。完成者和非完成者在抑郁症状改善方面没有发现差异(beta = .41， t₅₉₆= 0.68, P= 50)。 表5呈现完成问卷调查的参与者对抑郁症的观察结果。

本研究的结果表明，与等待名单对照组相比，基于网络的CBT和基于网络的PST都能有效地减轻抑郁症状。这些结果在治疗后和基线后12周直接可见。没有迹象表明其中一种比另一种更有效，尽管PST比CBT更快地实现效果。两种基于互联网的治疗对治疗后的抑郁都有中等效果(CBT: d = 0.54, PST: d = 0.47)，这些效果在12周后进一步改善(CBT: d = 0.72, PST: d = 0.66)。此外，34例CBT组(38.6%)和30例PST组(34.1%)在随访时改善并恢复到临床显著程度。随着时间的推移，两个治疗组的次要结果(焦虑症状和生活质量)也显示出显著的改善，但两者之间同样没有差异。

两种治疗均在前5周内迅速改善。在治疗开始时迅速改善是一个常见的发现[ 27］．然而，PST期间的快速改善是惊人的。虽然活动计划和问题解决都是有效的认知行为策略，但也许治疗之初的重点(CBT的活动计划和PST的问题解决)会影响改善的速度[ 8， 28］．更合理的说法是预期等非具体因素的作用。例如，期望症状在5周内减轻，可能会导致PST的更快改善。缩短CBT干预是值得的，看看是否能达到与8周干预相同的效果。

我们发现抑郁症的效应量略大于最近一项荟萃分析中报道的基于互联网治疗抑郁症的亚组研究的效应量[ 4］．这一亚组研究中的干预措施没有支持，这可能是效应大小差异的原因之一。只有一项关于包括支持在内的抑郁症治疗的研究显示了高效应量[ 29］．关于临床变化，改善和康复参与者的比例与其他一些研究大致一致[ 10， 18， 30.］．然而，临床上显著的变化并不常被报道，因此很难说哪些比例是常见的。

自助的一个关键问题是参与者接受的治疗量。与其他基于互联网的抑郁症自助试验相比，我们研究中的完成率(38%)相对较低[ 29， 31， 32］．然而，当考虑到人口作为一个整体时，这些干预措施的好处可能是巨大的。与传统疗法相比，以相对较低的成本，基于互联网的疗法可以覆盖和治疗许多人。值得注意的是，我们使用了一个严格的标准来定义完成。为提高完成率，可考虑在电子邮件支持的基础上，再考虑电话支持[ 33］．每周上一节课的速度可能太快了，例如，多给两周时间可能会导致更高的完成率。

未完成者的教育水平较低，基线时的临床症状比完成者多。事实上，我们整个样本的教育水平都高于一般人群。这就提出了这些干预措施是否适合受教育程度较低或症状较严重的人的问题。完成整个治疗的重要性尚不清楚。我们发现，未完成课程的学生比在等候名单上的学生进步更大，完成所有课程的参与者和完成较少课程的参与者之间没有发现差异。

应该注意到一些限制。首先，我们面临着高流失率，这是互联网干预的普遍问题[ 34］．对照组的磨耗率明显低于两组。我们没有发现选择偏差的迹象，因为我们无法证明完成问卷调查的参与者和没有完成问卷调查的参与者之间存在明显的基线差异(年龄和出生国家除外)。通过估计所有缺失数据(基于限制性最大似然)和执行意向治疗分析来解释仍然可能引入的偏倚。然而，估计数据和使用“估算”值可能会导致不可靠的估计。

也有可能是我们的招聘方法导致了选择偏差。因此，该结果可能并不适用于所有抑郁症患者(如临床人群)，但我们确实认为，本研究参与者的抑郁得分(31.7)远远高于正常得分范围，并代表了抑郁症的临床形式。自认为有抑郁症状的长者样本及两名精神病患者样本的CES-D平均得分分别为25.9、24.4及39.1 [ 21， 35］．

另一个限制是缺乏诊断。参与者采用自我报告。然而，互联网治疗的潜在好处之一是人们可以呆在家里。因此，要求参与者来进行临床评估会带来限制。从经济角度来看，不需要与治疗师联系的基于互联网的自助的想法是有吸引力的，因为节省的成本可以分配给有更广泛护理需求的患者。

方法学问题涉及不同持续时间的干预措施的比较。我们通过报告效应量(一种标准化的测量方法)来弥补这一障碍，这使得比较CBT在8周与PST在5周的效果成为可能。此外，参与者并不是对他们的状况视而不见，这是心理治疗研究的固有特征，可能会带来一些偏见。此外，我们的研究受到12周短随访期的限制。

未来基于互联网治疗抑郁症的研究将受益于对其他人群的评估。除了有效的治疗机制尚不清楚外，基于互联网的治疗的成本效益也需要研究。

本研究结果的临床意义是双重的。首先，这项研究显示了短期pst干预的良好结果。它提供了一些深入了解治疗的必要长度，以达到显著减少抑郁症状。对于抑郁患者和辅助治疗师来说，短期干预可以减少时间和精力方面的成本。第二个影响涉及到在分级护理路径中适当采用短期、通用干预的可能性，如本研究中基于互联网的PST。PST的普遍性使它适用于治疗不同类型的症状。这是实用的，因为不同的心理症状有很大的共同发病率。

总之，这项研究的结果为使用基于互联网的短期抑郁症问题解决疗法提供了支持。其效果似乎与其他更长时间的基于互联网的疗法一样好。