e-PASS (B Klein, DPsych(临床)，未发表数据，2010年9月)是一个在线自我报告诊断工具，评估21个DSM-IV-TR [gydF4y2Ba 37gydF4y2Ba作为进入全自动自助和治疗师辅助治疗项目的入口。虽然电子通可分几次填妥，但必须在二十四小时内填妥。e-PASS是自动化的，由超过540项直接使用DSM-IV-TR所列标准的项目组成[gydF4y2Ba 37gydF4y2Ba］．除了编址21 DSM-IV-TR [gydF4y2Ba 37gydF4y2Ba)障碍，各种人口统计学(和个人)问题，以及几个筛选项目(如自杀，扭曲思维)。它还检查医疗条件和药物影响是否可以更好地解释报告的症状。对于那些报告有自杀念头或扭曲思维模式的人，e-PASS强烈建议考生停止填写e-PASS，并联系更合适的服务(提供推荐来源)。gydF4y2Ba

e-PASS是一个复杂的系统，使用分类和维度的方法进行诊断，以及分支逻辑和算法评分规则，以减少出现的不相关项目的数量，并对报告的症状的其他可能原因(如医疗状况)非常敏感。因此，所列项目的数量和类型因所核可的症状而异，这反过来又影响到通过填写e-PASS时生成的全面个性化报告向参与者提供的反馈。gydF4y2Ba

e-PASS反馈报告包括可能的主要诊断、任何可能的次要诊断(根据症状数量和自我报告的严重程度排名)，以及每个可能的诊断是否在临床或亚临床范围内。亚临床范围的障碍是指那些报告了大部分(但不是全部)所需的DSM-IV-TR标准，或者报告了所有必要的DSM-IV-TR标准，但对其特定障碍症状提供了低痛苦和干扰评级的个体。亚临床障碍患者是有症状的(或阈值以下)，但不符合完全的DSM-IV-TR临床障碍标准。临床层面的疾病被进一步定义为轻度、中度或重度，参与者被提供超链接或弹出式信息，用简单的语言解释这些术语的含义。可能的临床障碍严重程度评分范围从0(无任何症状)到8(非常严重的临床障碍)，构成本研究的主要结局变量之一。可能的临床疾病严重程度评分低于3.50分为亚临床标签和评级。反馈报告强烈建议消费者首先解决他们的主要病情，但最终参与者采取什么行动或治疗方案仍是他们的选择(例如，焦虑在线可以访问每个消费者的主要诊断和任何次要诊断的治疗方案)。还向参与者提供了他们所患每种疾病的症状摘要，并在适当时提供了限定词(例如，慢性创伤后应激障碍)。还为消费者提供了推荐的行动过程和多个推荐选项。在报告的症状范围内，个体仍然可以完全自由地选择他们想要的任何行动，焦虑在线是一个基于参与者选择的系统。 Nevertheless, it also provides the participant with detailed and evidence-based guidance and recommendations.

e-PASS正在进行心理测量验证和定性评估，试点和初步数据表明它是一种可接受和有效的诊断工具(B Klein, DPsych(临床)，未发表数据，2010年9月，[gydF4y2Ba 41gydF4y2Ba])，尽管在完整和详细的研究发表之前仍有必要保持谨慎。基于社区的基本验证结果也证明了其有效性。使用当前研究的结果，在治疗后，64名参与者报告说，他们通过外部来源寻求e-PASS诊断的确认(n = 33人通过心理学家，n = 16人通过医生，n = 6人通过网站，n = 4人通过咨询师，n = 4人通过朋友，n = 1人通过书籍)。总体认同率为95%(61/64)。未达成协议的三个来源分别是医生(n = 1)、网站(n = 1)和朋友(n = 1)。gydF4y2Ba

Kessler-6gydF4y2Ba(转K6) [gydF4y2Ba 42gydF4y2Ba是一个简短的6项自我报告测量方法，采用李克特(likert)式从1到5的量表，测量过去30天内非特异性心理困扰[gydF4y2Ba 42gydF4y2Ba］．分数从6到30分不等，分数越高表示心理压力越大。规范性数据(G Andrews，医学博士，书面交流，2010年8月)表明，6 - 11分表明抑郁水平较低(71.7%的人口);12到15分表示中度痛苦(占人口的16.6%);在16到19分之间的得分表明痛苦程度很高(占人口的7.16%);得分在20到30之间表示非常高的痛苦程度(占人口的2.5%)。K6已经证明了强大的心理测量特性(例如，[gydF4y2Ba 42gydF4y2Ba,gydF4y2Ba 43gydF4y2Ba])gydF4y2Ba

e-PASS诊断的数量gydF4y2Ba为e-PASS在治疗前和治疗后评估中评估的e-PASS诊断的总数(在临床和亚临床水平)。gydF4y2Ba

管理心理健康的信心gydF4y2Ba是一个单问题自我报告项目，要求参与者评估他们在管理自己的心理健康方面的整体自信水平。分数是固定的(1 =非常差，2 =差，3 =既不差也不好，4 =好，5 =非常好)，分数越高表示越自信。gydF4y2Ba

的生活质量gydF4y2Ba是一个单项自我报告问题，要求参与者对他们的整体生活质量进行评价。分数是固定的(1 =非常差，2 =差，3 =既不差也不好，4 =好，5 =非常好)，分数越高表示生活质量越高。gydF4y2Ba

这两个gydF4y2Ba 电子疗法治疗满意度问题gydF4y2Ba要求参与者对(1)他们对电子治疗方案的满意度，使用从1(完全不满意)到5(非常高)的刻度，(2)他们对电子治疗方案的喜欢程度，使用0(完全不满意)、2(有点)、4(有点)、6(非常满意)和8(非常满意)的刻度在治疗后进行打分。gydF4y2Ba

在多变量方差分析(MANOVA)检验显示无显著减损偏差后，分别对五个完全自动化自助电子治疗方案的前后治疗效果进行评估，对五个治疗结果变量(即临床障碍严重程度评级、K6评分、诊断次数、管理自身精神卫生保健的信心和生活质量)使用重复测量MANOVA进行评估。随后对结果显著的方案进行方差分析(ANOVA)检验。数据支持正态性和同质性假设，使用Cohen 's [gydF4y2Ba 44gydF4y2Ba小效= 0.20，中效= 0.50，大效= 0.80。给出了预期程序变更的95%置信区间。此外，给出了电子疗法治疗满意度结果。我们使用SPSS 19版本Windows (IBM公司，Somers, NY, USA)来分析所有数据。gydF4y2Ba

本研究的总体完成率定义为开始项目并完成12周治疗后评估的参与者数量(治疗后完成率为10.1%[225/2235]，或89.9%的流失率)。然而，真正的流失率，根据那些在毕业后选择退出或退出课程的参与者的定义，要低得多，只有4%(97/2235)。大部分参与者(n = 1913)是那些开始一个项目，没有选择或退出，并没有完成他们的治疗后评估。在这种情况下，最可靠的流失率衡量方法可能会忽略这一群体，即产生30.1%的流失率(225/322 = 69.9%完成)。作为gydF4y2Ba 图1gydF4y2Ba显示，当使用这种减员措施时，五个治疗方案的减员率相当相似(广泛性焦虑症31%，恐慌停止23% !37%的人患有强迫症。,21％for PTSD and, 35% for SAD).

这些数据清楚地说明了使用开放获取研究设计的电子心理健康评估研究面临的内在完成困难。因此，有必要使用稳健的统计技术(例如，[gydF4y2Ba 45gydF4y2Ba,gydF4y2Ba 46gydF4y2Ba])。在没有发现明显的减损偏差的情况下，使用更完整的分析被认为是一种合理和准确的方法来分析数据。然而，在发现显著的减损偏差的情况下，应该采用更保守的意向治疗方法。下面我们将介绍两种检查损耗偏差的方法，尽管任何一种方法都足够。gydF4y2Ba

我们使用了两种方法去检查损耗偏差。第一种方法最初是由Heckman提出的[gydF4y2Ba 45gydF4y2Ba］．该方法采用名义逻辑回归(名义逻辑回归)，通过各种预处理评估和人口统计指标来预测每个参与者完成治疗后评估的概率。然后使用残差的正态概率和累积分布函数的比值(1减去治疗后评估完成的预测概率)生成米尔斯比。然后将Mills比率作为协变量纳入多变量通用线性模型，以确定该方案对治疗后减去结果指标的预处理变化的影响。如果米尔斯比率不显著，则表明那些完成治疗后评估的患者的反应指示了那些没有完成治疗后评估的患者的预期结果;换句话说，不存在减员偏见。gydF4y2Ba

第二种方法被Rubin [gydF4y2Ba 46gydF4y2Ba，以便进行倾向分类。在本研究中，倾向是使用名义逻辑回归程序开发的估计损耗概率。在本研究中，我们使用这一估计概率的四分位数来创建子分类，在子分类上使用多元一般线性模型来测试主要效应以及项目与磨损倾向四分位数效应之间的交互效应。如果没有发现显著的交互效应和显著的四分位效应，这意味着在四分位中，程序效应是相似的，这表明不存在显著的损耗偏差。gydF4y2Ba

我们发现9个预处理人口统计变量与磨损显著相关。表示在gydF4y2Ba 表1gydF4y2Ba在本分析中考虑了两种类型的减员(电子治疗项目完成但没有治疗后评估，以及真正的减员定义为正式退出或在治疗期间选择退出)。结果表明，完成治疗后e-PASS的参与者与未完成e-PASS的参与者在以下方面存在差异。平均而言，完成者在网上寻求帮助的主要目标更有可能是找到一个自助项目;与配偶结婚或同居;不是家庭主妇，不是领取残疾养老金的人，也不是失业的人;生活在一个区域内;更有可能说他们有足够的支持;他们更倾向于通过阅读来学习;预处理K6评分较低;有较高的年龄; and had fewer disorders diagnosed at pretreatment assessment. These differences made it necessary for special tests for attrition bias to be performed. These tests showed that none of the attrition-linked variables was associated with changes in the outcome variables, thereby confirming that there was no attrition bias.

基于上述9个变量，我们使用名义逻辑回归分析来预测所有参与者的减员类别。每个实际完成治疗后评估的人都保留了治疗后评估的估计完成概率。gydF4y2Ba

使用Heckman [gydF4y2Ba 45gydF4y2Ba]方法，按照上述方法计算225名完成治疗后评估的患者的米尔斯比，并对所有度量结果变量的变化进行MANOVA分析，以检验在控制米尔斯比的情况下项目效果的差异。我们发现米尔斯比率没有显著影响(gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_{9207年gydF4y2Ba}= .686,gydF4y2Ba PgydF4y2Ba= .72)，并且该计划与米尔斯比率之间没有显著的交互作用(gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_{36840年gydF4y2Ba}= .854,gydF4y2Ba PgydF4y2Ba=点)。这证实了任何电子治疗项目都不可能存在任何减员倾向。gydF4y2Ba

接下来，我们使用倾向子分类方法[gydF4y2Ba 46gydF4y2Ba]将225名完成治疗后评估的参与者分成四组。根据这一估计概率的四分位数，根据减员的可能性对各组进行区分，各组的规模相似。有效地，这种分化控制了减员的可能性，使我们能够确定是否存在减员偏差。对所有结果变量的变化进行了2-way MANOVA分析，考虑到损耗倾向四分位数和程序之间的交互效应。对于损耗倾向四分位数的交互效应和主要效应均不显著(gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_{108年,1845年gydF4y2Ba}= 1.078,gydF4y2Ba PgydF4y2Ba=陈霞;gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_{27597年gydF4y2Ba}= .810,gydF4y2Ba PgydF4y2Ba= .74)，确认任何项目都不可能存在任何减员倾向。gydF4y2Ba

总而言之，两种评估消耗偏倚的技术都没有产生显著的结果，并证明消耗偏倚在所有五种电子治疗方案中都极不可能发生。鉴于这一结果，我们使用更完整的分析分析了五个全自动电子治疗焦虑症治疗项目的每一个数据。gydF4y2Ba

所需目标样本量由GPower确定[gydF4y2Ba 47gydF4y2Ba］．为了达到80%的功率(alpha =.05)，每个电子治疗组需要34名参与者来检测主要结局指标(临床严重程度评级)的中等效应大小。五个电子治疗方案组中的三个有34名参与者(GAD Online, n = 88;SAD Online, n = 50;恐慌停!， n = 40);然而，PTSD在线和强迫症停止!分别只有30个和17个，所以应该更谨慎地解释这些结果。gydF4y2Ba

对于广泛性焦虑症在线项目，重复测量MANOVA显示e-PASS严重程度评分、K6、e-PASS总数、生活质量和信心结果测量有显著的多变量时间效应(gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_83gydF4y2Ba= 19.92,gydF4y2Ba PgydF4y2Ba<措施)。随访重复测量anova显示所有五个变量都有显著改善。五个治疗结果变量中的三个产生了较大的效应量，一个中等效应量，一个较小的效应量gydF4y2Ba 表3gydF4y2Ba)．gydF4y2Ba

为了恐慌停止!对这些变量进行重复测量MANOVA分析，发现显著的多变量时间效应(gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_{5, 35gydF4y2Ba}= 8.87,gydF4y2Ba PgydF4y2Ba<措施)。5个变量中3个的随访重复测量方差分析显示3个变量有显著改善。其中两个变量产生了较大的效应量，一个中等效应量，一个较小效应量，还有一个非常小(小于0.20)gydF4y2Ba 表3gydF4y2Ba)．gydF4y2Ba

为了强迫症停止!对这些变量进行重复测量MANOVA分析，发现显著的多变量时间效应(gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_{5、12gydF4y2Ba}= 4.21,gydF4y2Ba PgydF4y2Ba= .02点)。随访重复测量anova显示五个变量中的四个有显著改善。其中四个变量产生了较大的效应值，而一个效应值较小gydF4y2Ba 表3gydF4y2Ba)．gydF4y2Ba

对于PTSD在线项目，这些变量的重复测量MANOVA显示出显著的多变量时间效应(gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_{5、25gydF4y2Ba}= 4.89,gydF4y2Ba PgydF4y2Ba= .003)。随访重复测量anova显示所有五个变量都有显著改善。这些结果变量中的四个产生了较大的效应量，一个产生了中等的效应量gydF4y2Ba 表3gydF4y2Ba)．gydF4y2Ba

对于SAD在线项目，重复测量MANOVA显示这些变量具有显著的多变量时间效应(gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_{5、45gydF4y2Ba}= 5.14,gydF4y2Ba PgydF4y2Ba=措施)。随访重复测量anova显示五个变量中的四个有显著改善;然而，这些变量中只有一个产生了较大的效应量，三个中等效应量和一个较小的效应量gydF4y2Ba 表3gydF4y2Ba)．gydF4y2Ba