网络人际心理治疗与成人抑郁症状的网络认知行为治疗:随机对照非自卑试验

简介

抑郁症是一种非常普遍的精神疾病[1]预计到2030年，该病将成为高收入国家疾病负担的主要原因[2］．抑郁症与严重残疾有关[3.]，生活质量下降[4]，以及个人和社会层面的巨大经济成本[5，6］．抑郁障碍的药物和心理治疗均可有效减轻症状[7］．临床实践指引推荐认知行为疗法(CBT)及人际心理疗法(IPT)作为心理治疗的选择[8-10］．CBT是基于认知理论，消极的自动思维，不良的信息处理和回避行为在抑郁症的发展和维持中起着关键作用[11］．IPT起源于人际理论[12］．它将压力生活事件和缺乏社会支持与抑郁症状的发展和维持联系起来[13］．这两种心理疗法都是简短的，高度结构化的，并且可以手册化。与常规治疗相比，CBT和IPT已被证明在减轻抑郁症状方面有效[7，14，15］．元分析显示，当直接比较时，CBT和IPT在疗效上没有显著差异[7，14，15］．

CBT和IPT都需要大量的治疗师时间。由于工作人数少而导致的轮候时间过长是很常见的[16］．察觉到社会污名，妨碍寻求帮助[17]，以及高昂的成本[18可能会阻止精神障碍患者寻求专业帮助。基于互联网的自助干预为这些障碍提供了潜在的解决方案。在线干预可能是面对面治疗的一种有价值的替代方案，可立即获得且成本较低。先前的研究和荟萃分析表明，基于互联网的无引导自助干预对常见精神障碍有效，综合效应大小为0.28，但辍学率很高[8］．CBT课程已成功在互联网上交付[19，20.］．然而，据我们所知，没有研究考察基于互联网的IPT的有效性。

本研究考察了互联网提供的IPT和一种新的互联网提供的CBT模块的有效性(来自e-couch [21)，与在线CBT干预(MoodGYM)相比。MoodGYM最初是为年轻人开发的，但已知它在减轻成人抑郁症状方面有疗效[22-24］．试验是在非劣效性框架下设计的。非劣效性试验用于有明确证据表明现有标准治疗有效的情况，例如使用安慰剂或非活性对照组在伦理上是不可接受的[25]以及假设一种新的治疗方法与现有干预措施的有效性相当，但不一定优于现有干预措施[26］．我们假设，在减轻抑郁和焦虑症状方面，新的互联网提供的IPT和CBT模块将不亚于CBT模块(MoodGYM)。我们还预测，互联网交付的IPT模块将被其用户评为与MoodGYM一样可行、可接受和令人满意。

方法

参与者和操作步骤

这项自动化、三臂、完全自我引导的在线非自卑性试验比较了抑郁症患者的两种新治疗(IPT和CBT)和一种积极对照治疗(MoodGYM)。互联网提供的CBT和IPT干预(从电子沙发)是由澳大利亚国立大学(ANU)的心理健康研究中心(CMHR)开发的。电子沙发项目目前针对的是一系列病症(抑郁症、广泛性焦虑障碍、社交焦虑障碍)，未来还将增加其他病症。它还提供了关于丧亲之痛和损失，以及离婚和分居的模块。它包括心理健康素养部分和每种疾病的心理治疗部分(例如，CBT, IPT，应用放松，身体活动和抑郁症的行为激活)。本研究将IPT和CBT组件与MoodGYM的4模块版本进行了比较。为了提高外部效度，该试验没有进行具体的宣传。来自世界各地在电子沙发网站上注册的自发访客[21(通过点击“我想要关于试验的更多信息”按钮)，对参与研究试验表现出兴趣的人，会得到有关这项研究的信息。那些同时提供知情同意参与试验(通过点击网页上的“我同意”按钮)和电子邮件地址的人被要求完成在线基线筛查调查。18岁或以上且目前未接受心理健康专家抑郁症治疗的个体有资格纳入研究。以网页筛选问卷(WSQ)的自杀意念筛选项目衡量有自杀意图的个人[27]，或那些在基线时在流行病学研究中心抑郁量表(CES-D)上得分超过27分(95%或更高)的人，立即获得一个信息页面，其中包含获得适当的专业帮助的建议，包括紧急帮助。不过，他们可以继续参与这项研究。被排除在外的个人包括治疗抑郁症或焦虑症患者的健康专业人员，审查抑郁症或焦虑症网站的研究人员，以及作为学院或大学课程一部分学习焦虑症或抑郁症的学生。不符合纳入标准的个体被引导到电子沙发项目的公共版本，该项目为抑郁症、广泛性焦虑障碍和社交恐惧症提供干预措施。个人不需要提供真实姓名，但被要求使用假名。该研究的伦理批准由澳大利亚国立大学人类研究伦理委员会提供(议定书编号2008/269)。

参与者被随机分配到MoodGYM、CBT或IPT，按性别、年龄和抑郁症状严重程度分层。参与者分配到条件组的随机化时间表是通过使用试验软件内置的自动化系统编制的，随机化是自动发生的。分配序列对研究人员隐瞒了。被随机分配到干预组的参与者知道分配的手臂。在随机化之后，一封包含所分配项目的登录详细信息的自动电子邮件被发送给每个参与者，此时可以立即访问干预。

干预措施

所有课程都在4周内提供。用户需要按顺序完成这些模块。参与者可以重温模块的前一页和以前评估的分数，但不能重复评估。每周都会自动发送一封电子邮件，告知参与者新模块的可用性。参与者总是可以选择在他们选择的时间暂停和重新开始。看到图1-3.3个节目的截图。

网络认知行为疗法(CBT e-couch)

网络提供的CBT干预包括e-couch抑郁流的一个组成部分[21]，并以认知行为疗法的原则为基础[11］．除了对CBT基本原理的解释外，该计划还包括3个主要模块:识别消极思想，处理消极思想，以及进行行为激活(基于Lewinsohn开发的活动计划[28])。该程序总共包含18个练习和评估，保存在个人工作簿中。

网络人际心理治疗(IPT e-couch)

IPT的互联网交付形式包括e-couch抑郁流的一个组成部分[21］．它包括4个模块(悲伤、角色争议、角色转换和人际缺陷)和一个个人练习册(包含13个练习和评估)。IPT项目基于Weissman等人的IPT临床医生手册[13]，以反映与各领域有关的范畴及课题为主题，每四个国际教育研究计划范畴均设有。互动练习反映了人际量表中描述的主题和问题。参与者不选择IPT领域，但可以决定完成这些领域的顺序;在每个IPT领域内的练习不是强制性的。

互联网交付的CBT (MoodGYM)

在线CBT包包含四个模块版本的MoodGYM [29]在4周内分娩。有关计划的详情见别处[30.，31］．在这项试验中，使用了一套4个CBT模块，一个个人练习册(包含22个练习和评估)和一个反馈评估表。这些模块涵盖了识别和行为方法，以克服功能失调的思维，自信和自尊的训练。每个模块大约需要20至40分钟才能完成[31］．本研究将松弛模块从程序中移除，以匹配其他2个程序的时间长度。先前的研究表明，这种成分对疗效并不需要[31］．

措施

所有问卷包括在基线(前测)、干预后立即(后测)和干预后6个月(随访)进行的在线标准自我报告测量。在基线时收集参与者特征的测量，在所有3个时间点进行症状测量，并在后测时收集用户满意度。

参与者的特征

调查包括有关社会人口学特征(年龄、性别、原籍国、居住地和教育程度)、既往抑郁症史、既往抑郁症治疗使用史、婚姻状况、对随机化条件的偏好、对治疗的感知需求和当前药物治疗的问题。

主要观察指标:抑郁症状

流行病学研究中心抑郁症量表

采用20项自我报告的CES-D评估抑郁症状(项目得分:0-3;总分范围:0-60)[32］．互联网CES-D可靠有效，分值为22分(灵敏度:0.94;特异性:0.62)[33］．本研究的Cronbach alpha为。90。由于cse - d考试是在线进行的，本研究采用了22分的分值。

次要结果:满意度、用户感知利益和依从性

客户满意度问卷

客户满意度问卷(CSQ-8)评估全球客户对治疗的满意度[34］．8个项目的自报告问卷采用1到4的量表回答选项，总分为8到32分。已有研究报道CSQ-8具有较高的内部一致性[35]并且与本研究中的Cronbach alpha相当(Cronbach alpha=.90)。

治疗首选项

对随机化条件的偏好是通过问这个问题来评估的:“你是否倾向于参加其中一个项目?”基准线。参与者回答没有偏好或“是的，项目1、2、3”。这些数据包括在分析中(无偏好，偏好:匹配/不匹配)。

依从性

通过两种方式来衡量每个个体的依从性:(1)完成后测调查(所有组)，(2)完成IPT、CBT或MoodGYM模块的数量。

统计分析

非劣效性试验要求先验地说明非劣效性边界。我们使用置信区间(CI)方法[36]来定义本研究的非劣效边界。主要结局指标es - d的非劣效性边际值设定为95% CI后组内效应量下限0.33，这是基于MoodGYM后组内效应量下限95% CI边际值0.56 (95% CI 0.33-0.79) [24］．为了降低第一类错误(错误接受无效治疗)的风险，使用前测的标准差(SD)来计算效应量的下限95% CI裕度为0.56;这是对收益的保守估计。对于非劣效性试验，null为E-S≤-delta，替代假设(单侧)为E-S>-delta，其中E是实验治疗和年代是标准治疗。图4的计算公式t检验非劣效性时的检验统计量(使用Mascha和Sessler公式[26])。

零假设被拒绝声称标准对照治疗和新治疗的非劣效性，如果T的值大于T从一个tn的分布_E- n_年代-2df (1)的P值是观测到的概率较大的值TL，如果原假设(即，劣势)在抽样的总体中为真。对于一个P值小于α时，我们拒绝原假设并得出非劣性结论[26］．由于这是一项非劣效性试验，该标准不适用于CI的上限。使用1测试版=。90, alpha= 0.05(双侧)，后测时每种条件至少需要150名参与者(总样本450名参与者)才能达到足够的统计力。

进行数据完整性(分布、异常值、偏度和峰度)检验。偏度和峰度的测量表明，由于一些极端反应，基线CES-D评分偏离正常值。拟合忽略前测分数的Box-Cox模型，并使用混合模型分析将转换后的数据与原始数据进行比较。为了便于解释测试结果，只报告原始数据，因为结论是相同的。采用单因素方差分析(ANOVA)，连续测量采用Kruskal-Wallis和Mann-Whitney U检验，χ 2 (χ 2)和χ 2 (χ 2)检验比较3组的基线特征²)测试类别变量。

在非劣效性试验中，意向治疗(ITT)分析通常会增加错误声明非劣效性的风险(I型错误)[37］．首选非itt分析作为对itt增加的I型错误风险的保护[38］．因此，采用ITT分析和Piaggio等人推荐的非劣效性试验每方案方法来分析干预措施的效果[38］．当结论一致时，人们对结果更有信心[38］．To conduct the per-protocol analysis, 2 groups were created: those who returned the posttest and follow-up surveys (completers), and those who completed half or more of the treatment modules and returned the surveys (adherent completers). Linear mixed models (LMM) were used for both types of analyses. Restricted maximum likelihood estimation was used with an unstructured covariance structure accommodation with participant effects. The LMM gives unbiased estimates of ITT effect under the assumption that data from participants who withdrew were missing at random (MAR). Test time was treated as a categorical variable because we were interested in the differences between groups on each occasion of measurement.

组间和组内效应量根据Cohen’s计算d(标准化平均差)[39］．采用临床显著变化(CSC)公式(cse - d评分<22)和可靠变化指数(RCI)评估CES-D的临床有意义变化[40］．RCI反映了发生在不精确测量仪器波动之外的变化程度，其值大于1.96表示有统计学意义的变化[41］．在本研究中，RCI公式采用了信度为0.90的CES-D的前测SD评分。此外，还对基线时症状严重到足以被视为临床病例(CES-D评分≥22分)的参与者的子样本进行了分析。采用卡方检验和单因素方差分析，并在测试后进行Bonferroni校正，以检验治疗完成者和未完成者(完成不足一半模块的患者)的差异。除Box-Cox转换程序使用Stata 9外，统计分析使用SPSS 19.0版本进行。

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结果

参与者

在试验期间注册e-couch的10598人中，5796人表示对试验感兴趣，并进行了筛选。其中3166人不符合资格标准(例如，18岁以下或目前正在接受心理健康专家的抑郁症治疗)，因此被排除在研究之外。在剩下的2630名参与者中，2045人提供了知情同意;然而，其中116人随后没有验证他们的电子邮件地址。因此，共有1929名参与者被随机分配到三种条件中的一种。然而，这些参与者中的66人在随机分组后被排除在外，因为他们在基线时显然不符合参与条件(例如，是研究人员或学生，n=21)。此外，45名随机参与者没有完成基线评估。由于技术故障，第一次筛查时漏掉了这一点，但随后又发现了。图5显示参与者的流程图(consorte - ehealth检查表[42]呈现于多媒体附件1)．

在总样本(N=1843)中，25 ~ 29岁的有543人(29.46%)，以女性为主(1334/1843,72.38%)。参与者主要是澳大利亚或新西兰居民(751/1843年，40.75%)，大多数受过良好教育，完成了大专教育(1606/1843年，87.14%)。平均CES-D基线评分为36 (SD 11.52)。两组之间在基线时抑郁症状无显著差异(χ²₂= 3.1,P=.21)，人口统计学特征(见表1)，或随机分组前的治疗偏好(P= =收)。

治疗依从性和减损

总共有30%(549/1843)的参与者完成了测试后评估，28%(336/1843)的参与者完成了后续评估。在坚持该计划的参与者(完成了50%或以上的模块)中，25.8%(476/1843)和16%(294/1843)分别完成了后测和后续评估。在IPT参与者中，49.5%(307/620)完成了至少一半的干预(≥2个模块)，27.3%(169/620)完成了所有模块。在CBT参与者中，37.7%(230/610)完成了2个或更多模块，14.4%(88/610)完成了所有模块。613名参与者中有195人(31.8%)完成了一半或更多的MoodGYM项目。其中10.9%(67/613)完成了全部课程。退出的原因包括技术问题、个人问题(缺乏时间)、特定疾病障碍(感觉太沮丧而无法进行项目或不相信项目会有帮助)、一般干预问题(项目花费太长时间、阅读太多文本、无聊或重复太多)、特定干预问题(这些例子与参与者无关)或参与度问题(更倾向于从计算机以外的地方获得帮助)。然而，大多数参与者(1248/ 1294,96%)没有提供任何退出的原因。退出治疗组的ce - d得分显著高于对照组(χ²₁= 4.3,P=.04)，但差异较小(平均差异1.26)。此外，与IPT(414/ 620,67%)或CBT (429/ 610,70%;χ²₂= 6.8,P= 03)。停止治疗的患者更有可能是女性(914/1294,71%;χ²₁= 6.6,P=.01)， 50岁以下(1090/1294,84%;χ²₁= 21.6,P<措施)。用药方面无显著差异(P=.73)，治疗偏好(P=.14)，或婚姻状况(P= .60)。

有效性与非劣性

结果分为三组:所有参与者(所有参加试验的人，ITT)，完成者(在测试结束后和6个月随访时完成在线调查的人)，以及坚持完成者(完成≥50%的模块)。

对于完成者，所有治疗的主要结局测量CES-D的组内效应量都很大(IPTd=0.76 vs CBTd=0.87)和随访(IPTd=1.02 vs CBTd= 1.44)。组间效应值较小(后测:IPT vs MoodGYMd=0.14, 95% CI -0.06 ~ 0.35;CBT vs MoodGYMd=0.05, 95% CI -0.17 ~ 0.26;后续:IPT vs MoodGYMd=0.18, 95% CI -0.09 ~ 0.45;CBT vs MoodGYMd=0.12, 95% CI -0.15 ~ 0.39)。粘附补全器的组内效应大小从d= 0.74d=0.90后测试和d= 1.02d随访时=1.33。IPT与MoodGYM的组间效应量更高(后测:d=0.23, 95% ci 0.0-0.46;追问:d=0.31, 95% CI 0.02-0.60)高于CBT vs MoodGYM(后测:d=0.02, 95% CI -0.25 ~ 0.22;追问:d=0.04, 95% CI -0.26 ~ 0.34)。ITT分析得出了中等的组内效应值(d= 0.59d后测=0.67d= 0.66d随访时=0.80)。组间效应值较小(后测:IPT vs MoodGYMd=0.09, 95% CI-0.02 ~ 0.21);CBT vs MoodGYMd=0.01, 95% CI -0.10 ~ 0.12;后续:IPT vs MoodGYMd=0.09, 95% CI -0.02 ~ 0.21;CBT vs MoodGYMd=0.03, 95% CI -0.08 ~ 0.14)。看到表2而且多媒体附件2．

先前确定的非劣性边界(d=0.33)转换为CES-D上的delta=3.795分差(基于SD为11.5)。利用Mascha和Sessler公式[26]，完成者分析表明IPT与MoodGYM相比在后测中并不逊色(t₃₆₆= 4.046,P<措施，95% CI –0.89 to 4.73). The mean difference between IPT and MoodGYM on the CES-D for completers at posttest was 1.92 points (95% CI –0.86 to 4.70,P=。)。MoodGYM参与者在后测中的得分没有显著降低。CBT完成者也不逊于MoodGYM (t₃₄₁= 2.142,P= .02点;95% CI -3.57至2.33)，后测时的平均差异为0.62点(CBT较低)，但无统计学意义(95% CI -2.30至3.54，P= .68点)。对于坚持完成者，结果相似(IPT vs MoodGYM后测:t₃₁₆= 4.506,P<措施;CBT vs MoodGYM后测:t₂₈₂= 2.246,P<措施;95% CI -3.39至2.91)。IPT和MoodGYM在贴壁补全者的es - d测试后的平均差异为3.05,IPT更高(95% CI 0.06-6.04，P=.05)，但CBT与MoodGYM的差异不显著(平均差异:0.24;95% CI -2.88 ~ 3.36，P=。88，lower for CBT). An ITT analysis also indicated that IPT and CBT were found to be noninferior to MoodGYM (IPT:t₁₂₃₁= 4.769,P<措施，95% CI –0.41 to 4.43; CBT:t₁₂₂₁= 3.207,P<措施，95% CI –2.27 to 2.71). Mean depression scores were not significantly different across the 3 programs at posttest (IPT vs MoodGYM: 2.01, 95% CI –0.32 to 4.34,P=。09, IPT更高;CBT vs MoodGYM: 0.22, 95% CI: -2.17至2.61，P=。86，higher for CBT).

表2给出了补全器、粘附补全器的均值和SDs，以及LMM程序产生的ITT样品。由于LMM不产生SDs，我们使用公式SD=SEM×√N手动计算SDs。对于后测和/或随访的完成者，随着时间的推移，CES-D的所有组都有显著的整体改善(F_{2434 .0}= 290.309,P<措施)。后测时，在CES-D上没有显著的group×time交互作用(F_4436年。3= 1.15,P= .33)。ITT样本和贴壁补全器的结果相似(见表3)．

对模型的残差进行了检验，显示出非正态性。因此，为了彻底起见，使用Box-Cox模型对功率变换进行估计拟合，该模型包含与混合模型相同的条款，忽略了前测分数。仅IPT组在后测时残差偏离正态的检验是显著的(t_386.273= 2.36,P= .02点)。将转换后的数据与原始数据进行对比，结果表明两者具有相同的显著性模式。由于正态违反并不严重，而且更容易解释原始数据(并且模型估计的重新转换并不总是合适的)，我们在本文中提供了原始数据。

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完成者的临床显著变化和可靠变化指数

对于完成者，3个方案后测时CSC无显著差异(χ²₂= 1.78,Ρ=.41)，随访(χ²₂= 3.70,P= 16)。后测显示CSC的参与者人数分别为IPT组n=61, CBT组n=65, MoodGYM组n=52。对于粘附补全器，结果相似。利用Jacobson和Truax公式[40对于Cronbach alpha为0.90的RCI(发生在不精确测量仪器波动之外的变化程度)，所有程序在后测时都达到了RCI临界值1.96 (IPT: 2.01;认知行为治疗:2.41;MoodGYM: 2.21)和随访(IPT: 2.78;认知行为治疗:3.82;MoodGYM: 2.86)。贴壁补全者后测RCI结果相似(IPT: 1.97;认知行为治疗:2.40;MoodGYM: 2.47)和随访(IPT: 2.76;认知行为治疗:3.59;MoodGYM: 3.28; see表4)．

临床病例

还对基线时症状严重到足以被视为临床病例的参与者子样本进行了分析。CES-D值≥22被认为是临床病例[31］．对于在CES-D评分≥22分的ITT样本，分析显示，随着时间的推移，所有组的CES-D评分均有显著的整体改善(F_{2368 .8}= 306.190,P<措施)。随着时间的推移，在CES-D上没有发现治疗之间的差异(F_4451年。2= 0.976,P=点)。所有治疗的主要结局指标CES-D的组内效应值均较小(IPTd= 0.55;CBT和MoodGYMd=0.56)，随访(CBTd= 0.65;MoodGYMd=0.61)，除IPT外，IPT较小(IPTd= 0.58)。所有项目的后测RCI均低于1.96的临界值。随访时，所有方案均达到1.96临界值(IPT: 2.26;认知行为治疗:2.51;MoodGYM: 2.46)。对于基线ce - d评分≥22分的完成者和坚持完成者，结果相似(见表3)．在后期测试中，所有项目完成者的RCI均高于1.96 (IPT: 2.93;认知行为治疗:3.26;MoodGYM: 3.47)和随访(IPT: 3.84;认知行为治疗:4.80;MoodGYM: 4.97)。在后测中，所有项目中坚持完成者的RCI均高于1.96 (IPT: 2.95;认知行为治疗:3.40;MoodGYM: 3.57)和随访(IPT: 4.00;认知行为治疗:4.93; MoodGYM: 4.77, see多媒体)．

治疗满意度

在CSQ-8测量的完成者后测治疗满意度评分中，3种干预措施之间存在显著差异(F_2535年= 18.75,P<措施)。使用Tukey 's诚实显著差异(HSD)检验的事后分析显示，随机分配到IPT的参与者(n=201)与MoodGYM (n=158;均值22.81,SD 4.58)，平均差值为2.26 (SD 0.49，P<.001)和CBT (n=179;均值23.26,SD 4.47)，平均差值为2.71 (SD 0.48，P<措施)。

讨论

主要结果:非劣效性、有效性和疗效

目前的研究首次表明，在测试后和6个月的随访中，互联网提供的IPT可以有效地治疗抑郁症状。试验中采用的IPT和CBT在线干预对完成者和坚持完成者的CES-D均显示出显著的中至大型组内效应。对于ITT样本，效应量较小，但仍然是中等大小。在临床病例中，完成者和粘附完成者在后期测试和随访评分中表现出中等至较大的影响大小。我们发现IPT和CBT与MoodGYM相比并不差，并且组间效应值较小。虽然最近的MoodGYM研究报告的效应量与我们的研究相似，但我们的结论需要谨慎对待，因为本研究发现的效应量与初始研究的效应量不同，因此可能会影响分析的敏感性。此外，与IPT和标准MoodGYM计划相比，新的CBT计划达到了持续更高的效果，但并不显著。总体而言，IPT与MoodGYM相比CBT与MoodGYM的组间效应值更大。

与之前工作的比较

我们发现CBT和IPT的等效效果与之前面对面干预的研究一致[7］．在我们的研究中发现，MoodGYM完成者的组内效应大小与最近发表的两项无引导MoodGYM研究相似[23，43]，但远高于2004年试验发起者所进行的试验[22，24］．为了能够得出可靠的非劣效性结论，建立与先前试验相似的效应量是很重要的。为了尽量减少偏差，重要的是复制对照治疗之前检查的条件(例如，相同的人群样本、结果测量、评估时间点和治疗的交付)。MoodGYM是自动化的，具有保真度作为一种干预。我们没有理由假设MoodGYM放松模块的缺失导致了本研究中发现的效应大小的差异，因为在之前的拆除研究中，移除并不影响治疗效果[31］．所观察到的差异最可能的原因在于所收集的样本不同。目前的研究直接从访问自助网站的参与者中招募参与者，而最初的研究是由从澳大利亚选举名单中随机选择的参与者样本组成的。与原始试验相比，目前的样本在基线时有更高的抑郁评分[22，24］．辍学率的差异(原始研究为42%，而我们的研究为70%)也可能解释了我们在完整分析中发现的更高的效应量，因为我们ITT样本中的效应量(MoodGYMd=0.66)更类似于始发者研究中完成者的效应量(MoodGYM .)d= 0.56) (22，24］．在最初的研究中，较低的退出率可能是由于外行采访者每周增加电话，这可能被认为是最小接触疗法[44]，并可能影响辍学率[45］．然而，Farrer等人最近的一项研究[23研究发现，在每周接受电话锻炼和只接受自我引导锻炼的参与者之间，辍学率没有显著差异。除此之外，我们可以得出结论，互联网提供的IPT可能是治疗抑郁症状的有效方法，从而为抑郁症患者提供了另一种在线治疗选择

本研究的CSC比率低于其他网上研究报告的CSC比率[46，47］．对这一发现的一种解释可能是，那些研究纳入了指导，而这项研究是完全自动化的。另一种解释可能是，本研究中的基线CES-D评分高于其他研究中的典型得分[47］．因此，要达到非临床范围(即CSC)的分数所需的CES-D分数的下降更难达到。ITT样本的临床病例没有可靠的变化。然而，临床病例的完成者在后测和随访中显示了所有项目的可靠变化。CBT的RCI一直较高。CBT可能优于IPT和/或MoodGYM。然而，由于我们的假设并没有先验地检验IPT和CBT之间的非劣效性，或者CBT与其他方案之间的优越性，因此由于力量不足，无法得出结论。

可行性与满意度

在随机分组前，基线治疗偏好无显著差异。这种对治疗条件的缺乏偏好是重要的，因为它表明首选条件和分配条件之间的差异不太可能对研究结果产生不成比例的负面影响。然而，与MoodGYM和CBT相比，IPT项目的治疗满意度评分显著降低。对这些发现的一种解释可能与人们在在线干预中寻找的东西有关。此外，尽管在随机化之前没有患者的项目偏好，但不知道参与者在随机化后立即被随机化到IPT，但在接受治疗之前是什么感觉。在线CBT广为人知，而了解IPT的人却很少。社会心理学文献已经证明，熟悉会产生喜欢，在某种程度上，对治疗的满意度差异可能部分是由对每种治疗的熟悉程度差异所驱动的。另一种解释可能是IPT项目太短暂了。治疗依从性明显低于最初的MoodGYM试验[22］．如前所述，在最初的研究中，每周电话的影响可能会影响辍学率，参与者的来源也可能会影响自助网站的自发访问者。一些关于无引导自助的研究也报告了类似的辍学率[43，48，49]，但其他人没有[7，50］．新的IPT和CBT项目的完成率明显高于MoodGYM。这可能表明，新节目更容易被接受，尤其是成年人。在非劣效性框架内，这一发现非常重要，因为较新的电子疗法实施至少与MoodGYM一样有效，而完成率-这一领域的一个关键问题[51]则更高。然而，MoodGYM是一个著名的开放获取程序。一些被分配到MoodGYM的参与者可能之前就参加过这个项目，如果是这样的话，他们可能不太愿意完成干预。

限制

这项研究有几个局限性。首先，如前所述，本研究中发现的效应量与我们基于非劣效边际和幂值计算的效应量不同。其次，主要结局指标的非劣效边界通常基于传统治疗组间效应量的下限CI [36］．在我们的例子中，这将是0.33的效应量和0.11的95% CI下限[24］．为了达到足够的统计能力来检测显著差异，每种条件至少需要14,000名参与者。因此，我们使用了另一种方法来计算下界非劣性边界。基于Mackinnon等人的研究[24]我们使用0.56的组内效应量代替。这导致非劣效性边际为0.33，与CES-D的差异为3.795。虽然这一差异仍然是自由的，但0.30的效应量被认为是临床有意义的变化的最小值[52］．第三，LMM是基于MAR假设的，而中途退出率非常高。人们普遍认为MAR假设是不可检验的。MAR假设缺失数据的模式不依赖于未观察到的数据。与完全随机丢失(MCAR)相比，这是一个弱得多的假设，在MCAR中，数据丢失与观察到的和未观察到的数据的值无关。因此，LMM是最稳健的数据分析方法。

然而，低依从性可能低估了组间的差异，因此增加了发现非劣效性的可能性。然而，我们的完井分析显示，3个方案之间的有效性没有统计学差异。然而，考虑到高辍学率，我们的结论需要谨慎对待。一个可能的解释是，与其他项目相比，MoodGYM需要更长的时间来完成，而更长的项目可能与更大的流失率有关[31］．尽管MoodGYM的退出率最高，但在所有条件下的退出率都很高，这是互联网干预的普遍发现。排除标准最低，无指导干预，辍学率可能很高[44，45]，而很少或根本没有财务承诺[51］．然而，Hilvert-Bruce等人最近的一项研究[53的研究表明，未完成学业的学生在辍学前获得了好处。此外，完成项目的参与者与未完成项目的参与者之间存在显著的基线差异(CES-D评分、性别、年龄)，这可能表明选择偏向。尽管如此，ITT的分析还是证明了效果。此外，还不清楚参与者在研究过程中是否使用了其他治疗方法。这可能掩盖了两组之间的真正差异，如果一组使用额外的治疗方法比其他组更普遍。因为我们没有测量其他治疗的额外使用，我们不能完全排除这种可能性。最后，在面对面的IPT中，选择了一个重点，而在互联网交付的IPT中，所有模块都由参与者承担。

未来的研究需要复制IPT与CBT项目的非劣效性，以测试新的CBT项目是否优于其他项目，以检查引导互联网提供的IPT是否与面对面IPT一样有效，以调查提高依从性的方法，以调查IPT是否在随机对照试验设置之外也有效，以及互联网提供的IPT是否也有效治疗其他疾病。比如社交恐惧症或恐慌症。重要的是，未来的研究调查个人特征，如最近的生活事件，预测IPT的治疗反应。调查计划中的扩展版e-couch IPT是否会产生更高的满意度评分也是有价值的。

结论

虽然目前还不能确定IPT与CBT相比的非劣效性和结果的可持续性，但我们可以得出结论，互联网提供的IPT是治疗抑郁症状的有效方法，从而为抑郁症患者提供了另一种在线治疗选择。对于接受过IPT训练的治疗师来说，通过互联网访问的IPT项目可能比基于cbt的IPT项目更有吸引力，这可能会让这样的临床医生更有可能向他们的客户推荐IPT项目。在英国，第一波增加心理治疗(IAPT)的倡议只是CBT，但最近它已经扩展到其他方法，包括IPT。鉴于MoodGYM已经在IAPT中使用(大部分没有支持)，互联网交付的IPT很可能是第二波IAPT服务的可行选择。此外，新的电子沙发CBT程序被证明不比基于主动CBT的控制程序差，因此可能提供MoodGYM的开放获取替代方案。另一个重要的发现是，新疗法的完成率更高，这表明在完善基于互联网的自助方面取得了一些进展。