这项研究对所有人开放。联合国环境署生物伦理委员会批准了这项研究。本试验不需要注册。实验开始前，获得参与者的知情同意。

参与者在开始干预前通过网络确认以下要求:没有接受其他戒烟治疗，年龄在18岁以上，希望在未来30天内停止吸烟，每天至少吸2支烟，可以上网和电子邮件地址，接受治疗条件。参与者被告知，他们必须在干预开始3个月后完成随访问卷。

在基线时，我们从参加联合国环境规划署开放获取的基于网络的戒烟计划的自我登记参与者中收集了人口统计学、心理和吸烟特征数据[ 36]从2009年10月到2010年5月，通过强制性的61项问卷调查。任何时候都没有与参与者进行直接联系。没有采取经济激励措施。在网站的主页上，参与者被告知该项目的研究性质以及研究人员与联合国环境规划署的关系。2009年10月，学校新闻处向大众媒体宣布了该计划的启动。

在填写完基准问卷两天后，用户通过电子邮件收到了一个注册该项目的链接。一旦链接被激活，吸烟者就会访问一个随机分配的程序版本和基线问卷。自行填写61项问卷的义务，以及延迟2天接受治疗的规定，目的是防止无意接受治疗的冲动吸烟者被纳入。

在3个月时，参与者被自动通过电子邮件提醒完成一份关于该计划满意度以及吸烟和心理变量的调查问卷。没有与用户进行实时联系，提醒他们填写后续表格。

参与者自我报告了他们的年龄、性别、国籍、婚姻状况、教育程度和就业状况。以前在网上使用的心理测量仪器[ 26， 37， 38]，以避免因透过互联网使用而造成不受控制的影响[ 39］．采用以下问卷评估心理变量:症状检查表-90-修订版(SCL 90-R) [ 40]、焦虑和抑郁分量表，以及四项感知压力量表(PSS-4) [ 41］．PSS-4是14项PSS的简化版。它衡量的是受访者在过去一个月感受到压力的程度。分数越高，压力越大。

参与者自我报告了他们开始吸烟的时间，医生关于戒烟的建议，戒烟的动机，与吸烟者生活在一起，以及对治疗成功的期望。以吸烟重度指数(HSI)衡量身体对尼古丁的依赖程度[ 42］．HSI是法格斯特罗姆耐受性问卷(FTQ)的两项简化版[ 43］．它通过使用FTQ中的两个问题来衡量尼古丁依赖程度:早上第一支烟的时间和每天吸烟的数量。对于每个项目，分数范围从0到3。总分是这两项得分的总和。尼古丁依赖被分为3类变量:低(0-1)，中等(2-4)和高(5-6)。恒生指数用于时间和资源不足的情况[ 44］．

为了分析该计划的利用率，在3个月时，我们研究了辍学率、模块完成率、对该计划的满意度和随访回复率。参与者可以通过项目菜单选项正式退出该项目，这样他们就会被注册为退出者。模块完成数据从模块问卷中自动获得。只有当每个模块的所有问题都正确回答时，吸烟者才被允许进入下一个模块，并由程序登记完成模块。这些信息只能从交互式版本中获取。参与者对项目的满意度分为5级，从0=完全不满意到4=非常满意。

随访应答率根据完成3个月随访评估的参与者数量计算。没有人通过电话或其他方式与失踪的受访者取得联系。

在注册后3个月，通过使用完整的病例和意向治疗分析(ITT)，通过自我报告吸烟状况来衡量该计划的有效性。然而，在高退出率或随访反应率非常小的情况下，ITT分析可能低估了该计划对正在使用该计划的参与者和已接触干预的参与者的影响[ 34］．因为我们正在评估一个开放的基于网络的干预的有效性，对该项目的接触和使用是分析其对禁欲的影响的必要条件。否则，我们可能会评估该计划的后续成功，而不是其有效性[ 45］．

联合国环境规划署网上戒烟计划的内容分为四个连续的模块。有关的干预措施遵循《治疗吸烟临床指引》[ 27]，基于在传统面对面戒烟计划中有效测试的认知行为治疗方法[ 46， 47]:有关戒烟过程、尼古丁消退、自我监控、自我控制、预防复发、应对技巧和改变生活方式的教育。我们实现了相同内容的两个版本:交互式和非交互式。对于这两个版本，根据特定的算法，程序的输出取决于用户对干预要求的回答、治疗条件的接受以及治疗前和治疗后评估的完成情况。心理量表和基线问卷报告的分数也通过算法自动获得。

该程序随机将用户分配到互动或非互动版本的程序，两者都具有相同的治疗内容。在交互式格式中，用户必须遵循特定的处理顺序，以这样的方式，模块从第一个到第四个被呈现。每个模块都有一个评估表，如果回答不正确，就会阻碍治疗顺序的进展，以保证用户根据自己的进度逐步接收内容，完成最后一个模块的用户可以接触到所有的内容。一种算法还允许或阻止进入下一个模块，这取决于自模块开始以来所经过的时间。此外，另一种算法通过电子邮件提醒用户一周过去了，他们还没有完成相应的模块。目的是让更多的人接受治疗。以前完成的模块可供用户审查。

在非交互式版本中，用户通过链接到单个静态可移植文档格式(PDF)文件接收到与交互式版本相同的内容。参与者自行决定遵循正常的模块顺序或跳过一些内容。在这个版本中，程序既不能控制用户的行为，也不能控制用户的进度或模块的完成。

试验报告综合标准(CONSORT)流程图显示了随机分配到每组的参与者数量，互动组中完成每个治疗模块的参与者，以及对结果进行分析的参与者 图1．

基线时的人口学特征见 表1．随机分组是成功的，两组在参试人数上均无显著差异(非互动组为11902人，互动组为11861人， P=.79)或任何基线变量。参与者的平均年龄为39.5岁(SD 10.3)，大多数为西班牙国籍(93.57%，21721 / 23213)，已婚(46.10%，10701 / 23213)，受过大学教育(46.03%，10686 / 23213)，并有工作(78.73%，18275 / 23213)。

计划使用者的平均每日烟草消费量为19.3支(SD 10.3)。大多数参与者在醒来后的前半小时内吸烟。根据恒生指数[ 44]， 48.16%(11,179/23,213)的参与者尼古丁依赖程度中等，34.85%(8090/23,213)的参与者尼古丁依赖程度较低。开始吸烟的平均年龄为17.3岁(SD 3.6)。在参加者中，64.27%(14,921/23,213)曾获医生建议戒烟。对禁欲的渴望很高(平均7.9/10，标准差1.9)，对成功的期望是积极的(56.85%，13197 / 23213)。两组在禁欲欲望和对成功的期望上存在显著差异，但效应量非常小( 表2)．

另外的分析显示，男性每天吸烟的数量随着年龄、教育程度的降低而增加，在分居人士和鳏夫的情况下，年龄和教育程度的效应值中等，而性别和婚姻状况的效应值较小( 表3)．

焦虑、抑郁和压力的平均得分无临床意义。各组在任何分数上都没有显著差异。额外的分析表明，吸烟与心理变量之间存在显著的关系，但其效应量非常小( 表4)．男性的抑郁分量表与吸烟数量之间的关系显示出一个小的效应量(Cohen’s d=厚);在女性中，抑郁分量表和PSS-4与吸烟相关的效应值较小(Cohen’s d=。12一个nd．11，respectively).

在23213名自行登记的吸烟者中，1326人(5.71%)正式退出了该计划。互动组和非互动组之间有统计学上的显著差异。互动组的辍学率高于非互动组(6.87%，816/11861 vs 4.28%， 510/11902;χ²₁= 75.9, P<措施;克莱姆V = 0.057, P<.001)，效应值非常小。

在随机分配到互动版本的11,861名参与者中，2720人(22.93%)完成了第一个模块，1052人(8.87%)完成了第二个模块，624人(5.26%)完成了第三个模块，355人(2.99%)完成了第四个模块( 图2)．静态PDF版本没有完成数据，因为没有办法自动记录它。

Logistic回归分析显示，西班牙人(OR 4.32, 95% CI 1.77-10.51， P<.001)，年龄在40 - 47岁之间(OR 1.90, 95% CI 1.38-2.61， P<.001)或年龄大于48岁(or 1.61, 95% CI 1.14-2.27， P=.01)，大学学历(OR 1.76, 95% CI 1.16-2.67， P=.01)，以及“一些”，“相当多”和“完全”的成功预期(OR 3.72, 95% CI 1.17-11.79， P= . 05;或6.03,95% ci 1.91-18.98， P<措施;或5.49,95% ci 1.72-17.57， P<措施，respectively) increased the chances of respondents completing all the intervention modules. Being male (OR 0.76, 95% CI 0.61-0.95, P(OR 0.74, 95% CI 0.58-0.96， P=.05)或每天吸烟超过20支(or 0.65, 95% CI 0.48-0.87， P<.001)，以及较高的应激水平(OR 0.94, 95% CI 0.90-0.98， P<.001)几率降低( 表5)．对于初始模型中包括的其他变量，HSI和焦虑，没有显著影响(OR的95% CI包括1)。

在3个月时，参加该计划的23213名吸烟者中有1085人(4.67%)完成了关于吸烟状况和对该计划满意度的随访问卷。两组评估比例不同:互动组11902名参与者中有390名(3.29%)完成了随访问卷，而非互动组11861名参与者中有695名(5.84%)完成了随访问卷²₁= 88.7, P= . 01;克莱姆V = 0.061, P=.01)，效应值非常小。

Logistic回归分析显示，西班牙语(OR 2.70, 95% CI 1.82-4.01， P<措施);年龄在32 - 39岁之间(OR 1.27, 95% CI 1.05-1.54， P(OR 1.52, 95% CI 1.26-1.83， P<.001)，或年龄大于47岁(or 1.57, 95% CI 1.29-1.91， P<措施);具有较高的教育水平(中等水平:OR 1.36, 95% CI 1.07-1.74， P= . 01;大学:OR 1.96, 95% CI 1.54-2.48， P<措施);(OR 1.43, 95% CI 1.20-1.69， P<.001)或每天吸烟超过20支(or 1.20, 95% CI 1.01-1.43， P= .04点);“相当多”(OR 1.91, 95% CI 1.27-2.88， P<.001)或“完全”预期(or 1.99, 95% CI 1.31-3.04， P(OR 1.78, 95% CI 1.56-2.03， P<.001)增加了完成随访问卷的机会。男性降低患病几率(OR 0.85, 95% CI 0.75-0.97， P= .02点)( 表6)．初始模型中包括的其他变量没有显著影响(OR的95% CI为1):婚姻状况、每天第一支烟和尼古丁依赖程度。

在3个月的随访中报告用户满意度(n=1085)。参与者将他们的满意度从完全不满意到非常满意。其中，11.15%(121/1085)完全不满意，19.26%(209/1085)略满意，34.10%(370/1085)略满意，25.81%(280/1085)非常满意，9.67%(105/1085)非常满意。不同版本的课程满意度差异有统计学意义(χ²₄= 25.4, P<措施;克莱姆V = 0.153, P<.001)，使得互动版本的用户非常满意和非常满意的比例更高。年龄越大的人越满意(χ²₁₂= 39.8, P<措施;克莱姆V = 0.111, P<.001)，补全者(χ²₄= 47.9, P<措施;克莱姆V = 0.350, P<.001)，禁欲者(χ²₄= 97.2, P<措施;克莱姆V = 0.299, P<.001)，期望积极的参与者(χ²₁₂= 73.1, P<措施;克莱姆V = 0.260, P<措施)。

在3个月时，1085名用户报告了他们的吸烟状况。由于97.69%(22,678/23,213)的参与者没有报告结果信息，我们进行了ITT分析和随访问卷分析。

假设缺失受访者继续吸烟，则禁欲率为1.74%(406/23,213)，其中缺失受访者22,678人。两组间禁欲率差异有统计学意义(χ²₁= 26.7, P<措施;克莱姆V = 0.034, P<.001)的效应值非常小。

Logistic回归分析显示，已婚或同居(or 1.26, 95% CI 1.02-1.55， P=.03)和完全的成功预期(OR 2.23, 95% CI 1.12-4.46， P=.02)增加了戒烟的机会。每天吸烟16 - 20支(OR 0.70, 95% CI 0.56-0.89， P<.001)或每天吸烟超过20支(or 0.55, 95% CI 0.42-0.72， P<.001)，并使用互动版本的程序(OR 0.60, 95% CI 0.49-0.74， P<.001)减少戒烟的机会( 表7)．初始模型中包括的其他变量、每天第一支烟的时间、HSI、医生的建议和抑郁症没有显著影响。

仅考虑回应随访问卷的参与者(n=1085)，禁欲率为37.42%(406/1085)，而62.58%(679/1085)自我报告继续吸烟。两组间自述禁欲率无显著性差异(χ²₁= 0.4, P= 50;克莱姆V = 0.02, P= 50)。

Logistic回归分析显示，吸烟30分钟后吸烟的吸烟者(OR 1.58, 95% CI 1.04-2.39， P=.003)或1小时(or 1.93, 95% CI 1.27-2.93， P与那些更早吸第一支烟的人相比，醒来时间较短的人戒烟的几率更高。回归模型中包括的其他变量，如项目版本、年龄、性别、每天第一支烟、吸烟数量、尼古丁依赖程度、期望、医生建议、抑郁和婚姻状况，均无显著影响。

完成干预的参与者的禁欲率为46.47%(165/355)，而未完成干预的参与者的禁欲率为35.49% (3727/10,500)( P= . 01)。为了研究模块完成对禁欲(接受治疗)的影响，我们对在互动版本中回答随访问卷的参与者进行了二次分析(n=375)。只有模块完成对戒烟有显著影响(OR 1.95, 95% CI 1.27-2.97， P<措施)。回归模型中包括的其他变量，如年龄、性别、每天第一支烟、吸烟数量、尼古丁依赖程度、期望、医生建议、抑郁和婚姻状况，均无显著影响。

自我报告继续吸烟的参与者(676/23,213,2.91%)显著降低了每天吸烟的平均数量(从17.9到14)和身体对尼古丁的依赖程度，中等效应值分别为0.45和0.53 ( 表8)．

本文的目的是描述自我注册参加联合国环境规划署网络戒烟计划的参与者的特征，并分析该计划的使用和有效性，以及互动和非互动两种版本之间的差异。我们还检查了参与者接受治疗的程度是否与其有效性有关，以及哪些用户特征预测了戒断。此外，还分析了预测模块完成的独立变量(即，坚持治疗和随访反应，如保留率)。

2009年10月至2010年5月，有23213名用户自行登记参加了联合国环境规划署基于网络的戒烟计划，该计划免费并完全自动化。这两个版本的项目在人口统计学、心理和吸烟特征上没有差异。

研究参与者的人口统计学和吸烟特征与其他互联网戒烟计划的报告相似[ 23， 32， 51- 55除了性别:在联合国环境规划署的项目中，男性和女性的数量没有显著差异，而在大多数其他研究中，女性占大多数。这可能是因为上述研究的样本量较小，从351 [ 55]至17159名参加者[ 51］．在更大的样本中，比如巴雷拉和他的同事[ 51]，男性和女性的比例几乎相同(男性49.3%，女性50.7%)。相比之下，在联合国环境规划署，非欧洲用户中男性的参与人数几乎是女性的两倍。除了西班牙人，我们没有登记每个用户的国籍，而是登记欧洲或非欧洲国籍。由于该计划仅以西班牙语提供，并通过国家和地区大众媒体宣布，我们可以假设非欧洲用户(n=1156)主要是生活在西班牙的拉丁美洲国家的人。尽管近年来拉丁美洲国家的女性烟草消费量有所增加，但在厄瓜多尔、萨尔瓦多、危地马拉、洪都拉斯、墨西哥、尼加拉瓜、巴拉圭和秘鲁等国家，男性吸烟者的比例仍然是女性的三到四倍[ 56］．

受过大学教育的用户比例(46%)与其他类别的用户相比值得注意，这再次证实了在电子健康这一特定领域存在数字鸿沟。在西班牙，2009年接受过高等教育的人口比例为16.29%，接受过初等教育的人口比例为20.22%。然而，根据Estadística(国家统计局)的数据，同年受过高等教育的互联网用户比例为28.34%，而受过初等教育的网民比例为7.85% [ 57， 58］．因此，我们可以确认，戒烟计划与其他电子健康计划相似，教育水平较低的个人代表性不足[ 59， 60］．此外，与传统的面对面干预相比，使用基于网络的程序需要更高的理解、组织和分析书面信息的能力。 20.， 61］．所有这些都对教育水平较低的参与者产生了劝阻作用。也有人认为，在自助格式中使用的书面材料过长可能会妨碍其使用，特别是对于不习惯处理这类信息的吸烟者[ 62］．

关于心理量表的得分，研究结果与其他针对一般人群的研究结果并无不同[ 37， 63］．尽管吸烟与更高水平的焦虑、抑郁和压力有关[ 64， 65]，本研究中相关性不显著。

该计划中吸烟者的注册人数很高，在8个月内有23213名参与者自行注册。这可能是因为基于网络的项目的特点，这些项目不需要交通工具或日程安排，而且就联合国环境规划署而言，它们是免费和开放的。此外，学校新闻处还向大众媒体宣布了该计划的启动。

完成项目中4个模块的用户数量证实了Eysenbach提出的损耗定律[ 34，根据这一观点，高比率的未完成率和那些失去随访的人是基于网络的课程的典型特征。随着时间的推移，对干预的坚持程度急剧下降:22.93%的用户完成了第一个模块，8.87%的用户完成了第二个模块，5.26%的用户完成了第三个模块，2.99%的用户完成了第四个模块。尽管用户的动机很高，在基线时他们有积极的期望，我们发现只有2.99%的参与者完成了干预，4.57%的参与者完成了3个月的随访，即使实施了两项措施来防止冲动注册(即延迟进入计划和长时间的强制性基线问卷)。这些结果与其他电子健康计划所显示的结果相似[ 33， 35， 66］．在戒烟计划的情况下，比较研究之间的依从性结果是困难的，因为所采用的使用措施不包括完成干预的用户比例，或者它们没有被组织成连续的模块或会话。例如，Etter [ 26]报告称，16%的使用者至少完成了干预措施的3个互动调查中的2个，包括根据每个调查的答案提供治疗内容。麦凯等人[ 32]报告说，在一个认知行为项目中，平均有1次访问该网站。塞德曼等人[ 23]报告了一个32期认知行为项目平均完成了8期，Rabius等人[ 53]证实在一项研究中不超过2次访问，并随机分配到5个不同的戒烟网站。尽管在不同的研究中，坚持测量的单位不同，但基于网络的干预措施普遍利用不足，特别是在开放获取项目中。我们预测第一个模块的非用户比例很高的假设得到了证实。

由于在8个月的时间内注册了大量参与者(23213人)，联合国环境署基于网络的戒烟计划被证明是非常容易获得的。除了电子邮件提醒外，没有使用额外的措施来说服参与者继续使用该计划并对后续问卷进行回应。研究证实，参加或退出该项目越容易，不使用率和随访失踪者的比例就越高，正如Eysenbach [ 34)提出。

此外，回归模型显示，完成项目的最强预测因素是对成功的积极预期和年龄超过40岁。这可以解释为，与年轻人相比，年龄较大的参与者对吸烟对健康的有害影响有更多的认识，以及积极的期望与高水平的自我效能有关，两者都导致了更多的应用程序的使用。Zbikowski等人也得到了类似的结果[ 31]和Wangberg等[ 67］．

ITT戒断率为1.71%。这个结果很难解释。ITT分析是可行的，当我们知道每个参与者的结果，无论他们是否完成了项目。如果结果数据的缺乏非常高，ITT分析是不可行的，因为将每个失去随访的参与者视为没有成功治疗的人，将产生依赖于无法验证的假设的结果[ 68， 69］．失踪的受访者继续吸烟是对95.44%的研究参与者失踪数据的一个无法检验的假设，这可能会使项目的实际有效性产生偏差[ 45］．此外，Tomson等人[ 69他们发现，对戒烟线试验没有反应的人比有反应的人更有可能戒酒。

如果我们考虑在随访中实际报告吸烟状况的参与者的数据(即我们知道结果的参与者)，戒烟率为37.42%。这一结果与其他研究的结果一致，这些研究分析了通过电话或网络回答3个月随访的参与者的戒烟率。柯布等[ 70]发现禁欲率为44.6%，而Etter [ 52]在11周时报告37.3%。在McKay等人的研究中 32]的比例则较低，为19.7%。

尽管之前的研究结果[ 23， 24， 27， 29， 30.， 52]，与我们的第一个假设相反，在后续的受访者分析中，我们发现互动和非互动两个版本的程序之间没有差异，而在ITT分析中，互动版本降低了退出的机会。在目前的研究中，两组人都接触了相同的内容。唯一的区别是互动性;因此，比较是严格的互动性与无互动性，而不是互动性与另一种不同的干预。据我们所知，这是第一个在保持两组相同内容的情况下评估互动性和非互动性的研究。但是，我们应该确认研究中发现的差异的缺失是否能够长期维持。

我们考虑互动性，因为这是主要的实验操作。然而，交互式版本包括几个组件:跨模块的常规编程进程、每个模块结束时的评估，以及与Web应用程序交互以遵循编程步骤的必要性。了解互动性的影响是探索这些变量的必要条件。

回归分析显示，完成治疗(即接触干预)增加了戒烟的机会，这证实了我们的第三个假设。然而，与我们的第四个假设相反，我们无法证实教育和身体依赖对戒烟的影响。没有任何人口统计学变量对禁欲的显著影响。教育影响了对该计划的坚持，但没有改善戒烟。焦虑、抑郁和压力也不会影响禁欲。这一结果与之前的研究一致，这些研究未能证明在干预中纳入情绪管理成分的效果[ 24， 71］．

首先，基线获得的信息没有通过其他方式得到确认。其次，自我报告的禁欲没有得到化学验证。在一个有来自世界各地的23,000多名参与者的项目中，数据验证是不可行的。一些研究证实了自我报告禁欲的有效性，与化学验证相比，成为基于网络的研究的标准方法[ 27， 72， 73］．该研究的另一个局限性与3个月的随访有关。这段时间不够长，不足以对该计划的有效性得出明确的结论。

在可访问性方面，该计划的大量注册人员令人鼓舞，并证实了向无法获得传统面对面计划的吸烟者提供基于网络的戒烟计划的可行性。通过面对面的干预环境很难接触到23213名吸烟者。这项研究表明，完成该计划(即坚持)提高了戒烟的机会。然而，高比率的不使用和随访丢失被证实。为了提高项目的使用率和后续完成率，可以实施一些专业人员的参与，以确保对项目和专业人员的自我义务[ 74］．例如，初级卫生保健的专业支持可以防止早期辍学并加强坚持。研究发现，由全科医生转介的网上戒烟计划的使用者，其戒烟率较直接参与戒烟计划的使用者为低[ 75］．另一种增加免费项目依从性的治疗措施可能是支付一笔费用，以实现对项目的更高承诺，如果完成项目，这笔费用将是可报销的。

总而言之，这项研究的主要发现是否定了焦虑、抑郁和压力与吸烟有关的普遍观点[ 64， 65]以及确认没有必要在干预中纳入情绪管理成分[ 24， 71］．这一结果允许对干预措施进行配置，减少与临床术语的关联，更多地与健康行为相关。其次，简单的非交互式干预程序与更复杂的交互式干预程序的效用。最后，这项研究显示了对不同程度的身体依赖和不同教育水平的人进行干预的潜在疗效。

我们的研究结果表明，未来的研究需要确定(1)减少公共基于网络的戒烟计划的高流失率的因素，(2)随访中失去的非吸烟者的真实比例，以及(3)联合国环境规划署基于网络的戒烟计划的长期戒断率。