我们促进卫生行为的基于网络的干预是根据理论和循证干预发展的最佳实践制定的[ 27- 30.］．通过文献综述和一系列定性和定量的试点研究，确定了最合适的目标行为以及与这些行为相关的关键态度和信念[ 31， 32］．计划行为理论[ 33]被用作主要的理论框架，因为它足够灵活，可以应用于各种各样的环境中，它可以与其他模型和预测因子相结合，并且有证据表明，模型中可通过干预改变的组件是与健康相关行为的关键预测因子[ 34- 36］．计划行为理论提出，任何行为主要是由执行该行为的意图决定的。反过来，意图又由以下因素决定:(1)态度(对行为是否会产生积极或消极结果的整体评估)，(2)主观规范(相关他人会赞成或不赞成个人进行行为的感知)，以及(3)感知行为控制(个人觉得进行行为是容易还是困难的程度)。因此，我们通过构建信息来应用该模型，通过鼓励参与者认为洗手是有效的、社会可取的和容易做到的，从而促进积极的态度、主观规范和感知的行为控制。此外，还采用基于理论的技术，处理大流行性流感的感知风险[ 37]，推广适当的疾病认知[ 38]，以及支持预期行为的实施[ 39， 40］．总的来说，干预包括了最近发表的分类法中列出的26种基于理论的行为改变技术中的18种[ 41］．我们的干预措施是在听取社会各界意见的基础上制定的，旨在为所有年龄、社会经济地位高低以及感知感染风险高低的男性和女性提供方便和适当的服务[ 31］．

本研究旨在测试我们基于网络的干预对手部卫生的影响，作为对感染传播影响的实际试验的必要先驱。我们假设，与未接受干预的人相比，接受干预的人的洗手率和未来更频繁洗手的意愿会更高。我们在4周(干预结束后立即)和12周测试了这一预测，以检查洗手的增加是否保持不变。我们还测试了以下预测:干预针对的计划行为认知理论(即意图、态度、主观规范和感知行为控制)在干预组比对照组比基线增加更多，并且认知的变化会介导行为的变化。为了研究干预对不同人群的潜在影响，我们分析了年龄、性别、社会经济地位和感知感染风险对洗手的影响。我们假设对干预结果没有调节作用，尽管可能发现洗手率存在基线差异。

获得了国家研究伦理服务的伦理批准。在一项平行组设计中，当参与者最初登录网站时，三分之二的人被干预软件自动随机分配接受干预，三分之一的人被分配到没有接受干预的控制条件。不可能对参与者进行盲视，也不适合我们的实用主义设计[ 42］．

在实际试验中，避免以任何可能改变结果并因此影响干预组和对照组效果大小比较的方式干预对照组被认为是良好的做法[ 42］．如果态度和行为的测量可能会影响结果[ 43]时，有必要省略测量，直到干预措施交付。其基本原理是，在对照组中，测量对行为的影响可能比干预组大，因此，如果实施干预，将导致对干预效果的低估。例如，要求参与者回答要求他们反思洗手行为的问题，可能会在没有其他干预的情况下影响对照组的行为，但对接触大量鼓励这种反思的材料的干预组的行为可能不会产生任何附加效应。然而，在行为研究中，通过比较干预组和对照组从基线开始的态度和行为的变化来控制测量效果和检查干预效果的中介因素被认为是很好的做法。由于这项行为研究被设计为实用主义试验的先导，我们认为满足这两个要求是很重要的。因此，我们将对照参与者随机分配到两个亚组:一个组接受与干预组相同的所有措施，而另一个组仅在4周和12周完成措施。这个解决方案使我们能够在没有任何对照组行为污染的情况下估计干预效果，但也使我们能够检查干预效果不能仅仅归因于测量。

干预措施包括每周四次网络会话，每次会话都包含新内容，以鼓励重复访问[ 44， 45］．看到 图1而且 多媒体附件1为了演示屏幕截图， 多媒体附件2访问更多干预开发和内容的细节，访问http://www.lifeguideonline.org/player/play/primitdemo查看第一次会议的演示页面(WebCite在http://www.webcitation.org/634AW68U7存档)。第1部分(10个核心页)提供了干预措施的所有基本组成部分，包括关于医疗小组提出建议的信息(以提高可信度);需要预防季节性流感和大流行性流感;洗手与病毒传播之间的联系;专家建议的洗手频率和方法;以及如何从当地诊所免费领取洗手液的说明。参与者完成了一项洗手计划，以情景提示促进意图形成。提供量身定制的反馈，以帮助用户在必要时改进他们的计划。鼓励用户打印、签名和张贴计划，并让其他家庭成员参与进来。

其余三次会议加强了积极的态度和规范，并解决了试点期间发现的共同消极信念。根据目前洗手频率、是否同意洗手可以防止病毒传播以及进行洗手行为的感知难度等3个项目，给出了量身定制的反馈。在进入第二阶段时，一半的参与者被随机分配接受关于如何通过增强免疫系统(例如通过健康的生活方式或服用紫锥菊)来降低感染风险的建议(每次一页)。这种比较的目的是检查风险补偿机制[ 46并没有导致洗手率的降低，因为已经提出了其他减少感染的方法的建议。有和没有这些额外页面的干预组的比较显示，结果绝对没有差异，因此两个干预亚组被集中起来进行分析。

研究人员通过邮寄邀请招募参与者参与一项关于减少感冒、季节性流感和大流行性流感感染传播方法的研究。在2010年8月至10月(H1N1大流行爆发后4个月)，从英格兰南部9个普通诊所名单中随机抽取了8150名18岁以上的人，包括社会经济贫困程度高和社会经济贫困程度低的地区的诊所。邀请函( 多媒体)的研究寻求家庭能上网、与至少一名家庭成员同住的人的参与。

在返回他们签署的同意书和电子邮件地址后，参与者会通过电子邮件获得登录网站的唯一用户名和URL。分配基线评估的参与者在首次登录时在线完成评估。在首次登录后，干预组的参与者在4天后通过电子邮件登录会话2，并在登录前一个会话后每隔1周邀请参加会话3和会话4(参见 表1对研究程序的概述和 多媒体附件4对于协议)。为提示使用，我们向未登录任何会话的参与者发送了两封后续电子邮件[ 44， 45］．

所有参与者都被邀请在首次登录后的4周和12周在线完成评估措施(无论会议的进展如何)。每次评估都发送了两封后续邮件。为了最大限度地进行随访，研究人员向对4周和12周评估无应答的患者打电话，以询问他们对主要结局指标(洗手频率)的反应。

洗手频率(明确定义为使用肥皂和水或抗菌凝胶)由单一项目评估，范围从1(每天0-2次)到5(每天10次或更多)。意图是通过一个3项量表来衡量的，要求受访者在7分制量表上(从1 =非常不同意到7 =非常同意)表明他们打算“每天至少洗手10次”，“更经常”和“尽可能经常”(alpha = .91)。自我报告的手部凝胶使用频率也通过一个项目进行评估，范围从1(每周0-2次)到5(每周10次或更多)。

计划行为理论、认知和感知风险的所有测量也从1到7分;必要时对项目进行重新编码，以便进行分析，因此得分越高表明一致性越高，并将子量表总分除以项目数，以便进行直接比较。所有评估计划行为认知理论的项目都明确提出了每天至少用肥皂或抗菌凝胶洗手10次的观点(干预的关键目标行为)。态度用6个双极性语义差异量表进行测量:3个项目形成了工具性态度的直接测量(询问目标行为是否被视为无用/有用、不必要/必要或坏/好)，3个项目测量了情感态度(询问目标行为是否会让被调查者感到担忧/自信、骄傲/尴尬或明智/愚蠢)。然而，因子分析表明，这些项目清楚地负荷在一个单一的量表上(alpha = .92): 2个项目(alpha = .90)通过测量“意见对我很重要的人”和“与我生活在一起的人”会批准目标行为的同意程度(7 =强烈同意)来评估主观规范。执行目标行为的感知行为控制由2个项目(alpha = .95)评估，测量自我效能感(“我相信我可以”)和感知控制(“这对我来说是可能的”)维度。受访者表示同意这些陈述(7 =非常同意)，在这些陈述之前是“如果我想要”，以保持动机不变[ 47， 48］．

对感知感染风险进行了一致评估(7 =非常一致)，其中2项(alpha = .90)评估了如果不采取预防措施，感染大流行性流感的感知可能性[ 49］．之所以对这一风险维度进行评估，是因为试点工作表明，与对感染的担忧或感染的严重程度的感知相比，这是一个更好的预测洗手意图的指标[ 31， 50］．

参与者报告了他们的性别、年龄和邮编。GeoConvert程序[ 51)，以2007年贫困指数低超级产出地区得分(英格兰)为基础，根据37个不同指标的加权组合(排名越低，贫困程度越低)，估计邮政编码的社会经济状况。网站使用情况按访问会话数进行分析[ 52］．实习工作人员记录了哪些参与者领取了免费的洗手液样本。

干预的有效性首先通过直接比较(由独立的 t测试，使用科恩 d基于每个时间点提供数据的所有参与者，评估控制组和干预组在第4周和第12周时主要和次要结果测量，洗手频率和意图的效果大小)。为了检查可能的测量对结果的影响，我们在4周时重复组间分析，将干预组与有和没有基线测量的对照组进行比较。在12周的随访中，这一分析没有重复，因为到那个时间点，两个对照组都已经接触了这些措施。我们为研究提供了80%的动力，以检测中小效应大小( d= 0.35)对照组与干预组之间的关键比较α = 0.05;这要求对照组的样本量最少为97人，干预组为195人。我们之所以选择这个效应量，是因为基于网络的干预措施的效应量通常非常小(尽管在人群水平上可能有用)，但非常小的效应不值得检测，因为它们在临床上没有用处。

我们通过纵向数据的混合效应回归模型进一步检验了干预效果，比较了对照组和干预组从基线到4周的意愿变化。混合效应回归模型也被用于比较基线和4周之间计划行为认知理论的变化。混合效应回归模型使用主题内的所有可用数据，因此不需要替换缺失值。

为了检验干预对行为的影响是否是认知改变的结果，我们使用中介分析来测试干预对洗手行为改变的间接影响，通过干预对目标认知的改变来改变。我们通过1000次抽取的偏差校正自举置信区间(CI)估计了总间接效应的置信极限[ 53］．我们使用的是Mplus(版本6.11;Muthén & Muthén，洛杉矶，CA，美国)来计算中介模型。

然后，我们利用相关性来检验性别、年龄和社会经济地位与洗手频率和洗手意图的关系。在随访4周时，采用多变量方差分析(MANOVAs)检验干预组和调节作用对洗手频率和意图(联合)的相互作用。由于由此产生的对照组细胞大小较小，无法进行慢化剂效应的纵向亚组分析(因为只有六分之一的参与者被随机分配到对照组并完成基线评估)。

由于许多变量不是正态分布，我们通过等效非参数检验确认了所有的分析，这些检验给出了几乎相同的结果。最后，我们研究了基线洗手水平低于建议目标的人群(即得分低于5分的人群)的洗手率和洗手意愿的增加情况，因为这一亚组可被视为干预的目标人群。

共有487人在基线或随访时完成了主要或次要结果测量，因此被纳入横断面或纵向分析。 图2显示主要结果测量的参与者流程。最初的接受率很低(517/8150,6.3%的受邀者是随机分配的)，很少有人解释他们不参加的原因。然而，随访率良好，对照组157/179(87.7%)和干预组285/324(88.0%)参与者在4周时对主要结局指标有反应。一旦分配干预措施，收到的效果也相对较好。在这些随机分配到干预组的324名参与者中，251名(77.5%)进行了第二次治疗，219名(67.6%)完成了三次治疗，188名(58.0%)完成了所有四次治疗。

170/324(52.5%)合格参与者收集了游离手胶。那些收集手胶的人在4周时更有可能报告使用手胶( t₂₇₂= 3.19, P= .002, d= 0.39)，但由于每周使用洗手液的平均频率仅为6次左右，这并没有导致每日洗手率显著提高( t₂₈₃= 1.36, P=只要, d= 0.16)。在干预组，4周时洗手与使用干预的总时间相关( r= 23), P= .002)和访问的会话数( r= . 21, P<措施)。

表2显示干预组和对照组的基线特征。基线时无显著组间差异( P> .10的所有比较)。近三分之二的样本是女性，年龄在22岁到82岁之间。在评估基线洗手率的参与者中，46.4%(189/407)的参与者报告已经达到了每天至少洗手10次的推荐目标。

只有在随访时未完成主要结果测量(洗手)的参与者才被排除在这些分析之外。注意，纵向分析的样本不同(见 表3)，因为它包括那些在随访中数据缺失的人(使用imputation方法;(见统计分析部分)，但不包括没有基线评估的对照组。^b随机分配到被分析组的百分比。

虽然所观察到的社会经济地位范围相当广泛(1.10至45.10)，但样本高度偏向于更高的地位，中位数为7.87，四分位数范围仅为5.24-11.02。因此，在分析社会经济地位的影响时，我们将得分低于12的人与得分在12到45之间的人进行了比较。样本中的风险评分中位数为5，因此在分析风险影响时，我们将得分在5分或以上的人(表明他们在某种程度上同意他们可能感染大流行性流感)与得分在5分以下的人进行了比较。

正如预测的那样，干预组的洗手率高于对照组;对照组和干预组洗手率和洗手意图的关键比较非常显著( P在4周和12周时，两种方法均< .001) 表3)．干预组的洗手率也明显高于基线测量的对照组( t₃₆₀= 2.28, P= .02点, d= 0.31;平均组差= 0.30,95% CI, 0.04-0.55)，尽管干预的效应量略大于未进行基线测量的干预( t₃₆₃= 3.41, P=措施, d= 0.45;平均组差= 0.43,95% CI, 0.67-0.18)。

纵向混合效应回归模型(见 表4)证实，从基线到4周，干预组的洗手意愿比对照组的增加幅度更大(时间×组交互作用) F_1375年。4= 11.71, P=措施)。与对照组相比，干预组的计划行为认知理论也有更大的改善，主要是由于干预组的态度改善( F_1382年。2= 14.91, P<措施);干预对主观规范的影响未达到显著性( F_1357年。9= 2.23, P= .14)而感知行为控制变化的组间差异可以忽略不计( F_{1360 .8}= 0.99, P= .32)(见 表4)．

由于干预改变了意图和态度(但不包括主观规范和感知的行为控制)，我们使用中介模型来检验干预效果是否可能被意图或态度的变化所介导。结果显示，干预对洗手意愿(系数= .15,95% CI， .08 -.26)和态度(系数= .16,95% CI， .09 -.26)的改变产生了显著的积极间接影响。在这两种情况下，当认知被包括在模型中时，干预对洗手改变的直接影响下降到不显著。

在基线时，女性的洗手水平较高( r=点, P< .001)和意图( r= 36, P<措施)。年龄与洗手频率之间没有关联( r= .02点, P= .69)或意图( r= . 01 P= .82)。社会经济贫困程度越高，洗手频率越高( r=点, P= .02)及意图( r=点, P= . 01)。较高的感知风险也与较高的洗手频率相关( r=升至 P< .001)和意图( r= .37点, P<措施)。

然后，我们检查了洗手频率和意图的显著基线预测因素是否调节了干预的有效性。MANOVA揭示了性别对洗手频率和洗手意图的主要影响( F_2407年= 12.61, P<措施;部分 η 2= .058)，但与干预组无交互作用( F_2407年= 0.30, P= .74点;部分 η 2=措施)。感知风险对洗手频率和意图也有主要影响( F_2331年= 14.31, P<措施;部分 η 2= .080)，但与干预组无互动( F_2331年= 0.69, P= .502;部分 η 2= 04)。社会经济地位对洗手频率和洗手意图没有影响( F_2407年= 0.67, P= .51;部分 η 2= .003)，与干预组无交互作用( F_2407年= 0.35, P= 2;部分 η 2= .002)。

虽然这项研究没有测试亚组之间的差异，但对 表5而且 表6在干预组中，男性和女性、社会经济地位较高和较低的人群、感知风险水平较高和较低的人群，以及基线洗手水平低于建议洗手水平的人群(见 表5而且 表6)．干预组和基线洗手率之间存在交互作用，洗手频率( F_1358年= 11.95, P= .001，部分 η 2= .032)和意图( F_1358年= 11.95, P= .001，部分 η 2= .032)，证实在洗手水平较低的人群中，干预带来的改善更大。这在一定程度上是由于上限效应，因为那些在基线时已经报告洗手率的人都无法在这一指标上有所改善(尽管一些人可以在洗手意愿指标上有所改善)。