该研究是一项基于网络、评估者盲法、平行组随机对照研究，并有一个主动对照组。参与者在基线时被单独随机分配到治疗组或对照组(比例为1:1)，并被给予相等的时间来完成每次干预(12周)。通过在线收集匿名数据自动收集数据，无需任何研究人员干预。主要结果是症状严重程度，由恐慌和广场恐怖症量表的自我报告版本来衡量[ 27]在终点。

为试验建立了一个网站，在上面发布广告和所有相关信息和更新。该网站由HeLP Ltd(目前称为Thrive Therapeutic Software)托管。试验广告也发布在社交媒体(如Facebook、Twitter)、支持团体和论坛、相关组织的网站(如Anxiety UK)、博客和大学网站上。我们还通过Facebook或论坛信息单独联系了焦虑支持小组的成员。我们创建了一个订阅他们对试验感兴趣的人的邮件列表，我们鼓励他们在试验开始前保持联系。此外，鼓励在健康相关环境中工作的首席研究员将本研究的情况告知任何相关客户或代表。为了获得更多的参与者，我们进行了两轮招聘。

我们总是通过电子邮件联系参与者。最初，那些表示有兴趣参与的人遵循了在线信息表和同意书的链接，其中概述了试验的资格标准和信息。通过同意参与并回答一系列问题，参与者确认他们符合标准并理解研究的目的。参与者还提供了他们的电子邮件地址和姓名，不过后者是可选的。然后，参与者代码被分配给那些同意的人，并获得他们的移动设备(智能手机或平板电脑)和人口统计数据(年龄和性别)的详细信息。参与者被要求只使用他们的参与者代码来识别自己。

参与者收到了应用程序的邀请，这些应用程序可以免费使用。电子邮件还包含应用程序使用每周调查的链接和问卷的链接，具体调查问卷的描述，试验的日历和主要网站的链接，关于即将进行的调查的信息，以及有用的联系方式。在主网站上设立了“常见问题”版块。数据是在线收集的，只有研究人员才能访问。

主要结局是广场恐怖和恐慌症状的严重程度，由PAS测量[ 27］．问卷在试验的基线、中点(6周)和终点(12周)以自我报告的形式在线管理。在预定的截止日期前没有回复问卷的人会收到电子邮件提醒。参与者对他们在前一周经历的症状进行5分制评分。该问卷包括14个项目，但其中只有13个项目用于计算严重程度评分。项目分为5个分量表:(1)恐慌发作，评估恐慌发作的频率、严重程度和持续时间;(2)广场恐怖回避，评估避免的频率、避免情况的数量和相关性;(3)预期焦虑，评估焦虑的频率和严重程度;(4)残疾，评估对家庭生活、社会关系和就业的损害;(5)对健康的担忧，评估对健康损害的担忧和器质性疾病的假设。该量表最初在235名恐慌患者的样本中得到验证，并显示出良好的内部一致性(Cronbach alpha=.88)、测试重测信度以及良好的内部和外部效度[ 27， 30.］．本研究样本的Cronbach alpha表示良好的内部一致性，alpha=。总分84分。个别分量表的系数在0.41至0.88之间。在2项临床试验中，该量表已被证明对治疗的变化很敏感[ 31， 32］．

次要结果是干预的完成情况和应用程序的使用情况。干预措施的完成情况通过每周发送的简短在线调查进行评估，询问参与者是否使用过应用程序，过去一周使用了多长时间，以及完成了多少次会话。如果参与者声称他们没有使用过这款应用，他们会被要求给出原因。

我们在使用PAS的自评版本(SD 10.3)作为主要结果测量的基础上估计了样本量。每组至少需要68名参与者来检测5点组间差异，双侧显著性水平设置为5%，幂值设置为80%。鉴于基于网络的试验的高退出率[ 33]，目的是招募至少150名参与者。

我们使用随机计算机生成序列将参与者随机分配到两个干预组。随机分配序列是从一个产生真正随机数的网站上检索的[ 34)，由研究团队以外的人撰写。我们应用了分组随机化，以确保每组参与者的数量相等(比例为1:1)。参与者通过Excel 14.6.6版本(微软公司)上的公式自动分配到干预组，使用随机数序列，由另一名非研究团队成员的联系人协调。在整个试验过程中，研究人员对参与者的随机顺序和分组分配都隐瞒了。在参与者返回基线问卷后，同一个人向他们发送了包含指定应用程序链接的电子邮件。

该试验为评估者盲法，因为研究人员在整个试验和统计分析期间对治疗分配不知情。这是通过在研究团队之外安排一个人来管理治疗分配和与参与者的个人沟通来实现的。在调查中提出的任何问题或意见都将通过此联系人转发给研究人员，不包括任何参与者的详细信息或代码。这是为了确保研究人员对治疗分配一无所知，因为一些评论包含了参与者正在使用的特定应用程序的信息。研究人员无法访问有关治疗分配的数据，因为这些数据存储在一个安全的数据库中，与其他研究文件分开并受到保护。在数据收集和分析过程中，仅使用数字代码来表示组的分配。直到分析结束，研究人员才知道这些人指的是哪一组。

蒙住参与者的眼睛是不可能的，因为这些应用程序都被明确地贴上了“无压力”和“无广场恐惧症”的标签，而要掩盖这些标签则需要对软件进行重大修改，而这是不可实现的。此外，即使应用程序没有贴上不同的标签，参与者也很可能会意识到他们被分配到哪个治疗组，因为干预内容和它解决广场恐怖症的程度。

该研究得到了罗汉普顿大学伦理委员会的批准(参考编号:PSYC 14/ 117)。根据试验报告综合标准(CONSORT)-EHEALTH检查表( 多媒体) [ 35］．根据英国《数据保护法案》，资料会以匿名形式保存及受到保护[ 36］．我们可以从每周调查参与者提供的反馈中获得有关不良事件或干预措施效果的信息。

我们分析了Stata版本14 (StataCorp LLC)上的数据。我们检查基线数据是否正常，并获得描述性统计数据以捕获样本的人口学和临床特征。按照CONSORT的要求，所进行的分析为意向治疗[ 37］．所有完成基线评估的参与者都被随机分配到分析中。

我们使用线性混合模型来分析数据，参与者具有随机效应，时间(基线、中点、终点)、组(无广场恐怖症和无压力)以及时间和组之间的相互作用具有固定效应。两组估计的基线PAS评分被限制为相同，因此根据基线进行了调整，并允许基线评分与随访评分之间的关系在每个时间点有所不同。这种统计方法的另一个优点是，所有参与者的数据都有助于分析，即使随访时存在大量缺失数据[ 38］．我们使用非结构化残差协方差矩阵来考虑不同时间点之间参与者之间的相关性。以5%水平为统计学意义( P< . 05)。

我们使用与意向治疗分析相同的数据分析策略，进行了计划中的二次完井者分析。该分析仅包括那些被确定为干预完成者的参与者。

第一阶段招聘从2014年9月开始，2015年2月底结束;第二阶段招聘从2015年3月开始，2015年4月结束。在第一轮中，有153名参与者同意参与，我们在第二轮中又招募了17名参与者。招募后的程序在两个样本中是相同的。数据收集截止于2015年6月。 图1展示了170名参与者的总样本是如何通过试验进行的。

在171人同意参加试验后，1人想退出试验。其余的人被随机分配到两个组，但没有被告知他们被分配到哪个应用程序。虽然目的是为每组分配相同数量的参与者，但在随机化的每个阶段，治疗组恰好比另一组多1人，因为每次招募的参与者数量都是奇数，研究人员对分配顺序一无所知。

我们要求参与者填写一张表格，其中包括他们的人口统计数据和设备详细信息，以便我们可以设置相应的应用程序邀请。共有18名参与者没有回复表格，也没有回复电子邮件，即使他们已经收到了几次提醒;因此，我们将他们视为辍学生，并将他们排除在试验之外。然后发送基线PAS问卷，参与者必须完成问卷，以便进行和接受干预。共有10个人没有回复问卷，也没有回复任何电子邮件。到目前为止，参与者仍然不知道他们被分配到哪个小组;因此，将他们排除在试验之外不太可能产生任何偏见。其余142名完成PAS测试的人收到了分配给他们的干预，但有6名参与者无法在他们的设备上下载应用程序，尽管他们努力解决了技术问题。

基线后，39名参与者不想继续试验并退出，而29名参与者没有回复电子邮件，也没有完成问卷。我们将所有提供基线数据的参与者纳入分析。

在完成基线评估的142名参与者中，2人没有提供年龄和性别的详细信息(每个治疗组各1人)。其余140例患者中，118例(84.3%)为女性，平均年龄39.7岁(SD 11.3岁)。总体而言，参与者PAS总分平均为30.3分(SD 8.7分)，得分呈正态分布(Shapiro-Wilk检验: W= .985, P= .14点)。

PAS总分的平均值属于严重范围，远高于量表验证时使用的原始样本[ 27]，平均得分为23.5,SD为10.3。我们的样本女性比例也高于原始样本(其中只有57%是女性)，年龄也略高(原始样本的平均年龄为36.09岁)。我们的样本中有相当一部分(114/142,80.3%)有严重或极端严重的广场恐怖回避，而85.2%(121/142)避免了8种以上的情况。没有一个参与者在广场恐怖回避子量表上得分为0，这表明他们都在某种程度上经历了广场恐怖症状。该量表的最低得分为1.67，表明轻度的广场恐惧回避。相比之下，29名参与者(20.4%)在恐慌发作子量表上得分为0，这表明一些参与者在没有恐慌发作的情况下经历了广场恐怖症。总的来说，在这个样本中，广场恐怖症状比恐慌症状更突出。

表2按组显示参与者的人口学和临床基线特征。在基线时，两组在这些特征上均无统计学差异 P> . 05)。

共有68名(47.9%)参与者没有得到结果。总的来说，缺少数据的参与者和没有数据的参与者在任何基线变量上的差异都没有统计学意义。年龄方面无显著差异( t₁₃₈= 0.85, P=.40)性别(χ²₁= 0.6, P=.45)，或临床症状严重程度( t₁₄₀= 1.32, P= .19)。在无广场恐惧组有37人(54%)数据缺失，在无压力组有31人(46%)数据缺失。缺失资料与治疗组间无统计学差异(χ²₁= 0.5, P= 49)。因此，参与者的流失率似乎不受群体或任何其他基线因素的影响。

我们制作了一个线性混合模型，评估每种干预对2个随访时间点PAS评分的相对影响。 表3显示无广场恐怖症组与无压力组在2个时间点的基线得分调整后的PAS得分的估计差异。

在结束时，两组参与者的症状严重程度得分都有所下降，但没有证据表明，无广场恐怖症组参与者的变化明显大于无压力组参与者。同样，在中点时，两组之间的症状严重程度变化无显著差异。因此，两组间无显著性差异。 图2介绍各组主要结果随时间变化的差异。

我们采用相同的线性混合模型分析(n=142)，以每个PAS子量表作为因变量，以检验两组之间在症状维度方面是否存在差异。我们发现，对于所有这些结果，群体和时间之间没有显著的相互作用 P> . 05)。

我们进行了组内对比，以检查症状严重程度随时间的变化。对于无广场恐怖症(n=73)和无应激症(n=69)，症状严重程度从基线到中点和终点均有统计学上的显著改善。 表4展示结果。

完成数据可从始终回复调查和问卷的参与者获得(n=74)。有56名参与者完成了80%或以上的指定干预;其中25人接受了无广场恐怖症治疗，31人接受了无压力治疗。在那些被认为未完成学业的学生中，11人在无广场恐惧组，7人在无压力组。治疗组与干预完成度之间无相关性(χ²₁= 1.5, P= 22)。

我们检查了2个干预组之间完成者症状严重程度的差异。我们制作了一个线性混合模型，包含参与者的随机效应，时间(基线、中点、终点)、群体(无广场恐怖症和无压力)以及时间和群体之间的相互作用的固定效应。根据意向治疗分析，两组在终点或中点无显著差异，如 表5所示。与基线相比，两组随访时间点的组内变化均显著 P<措施)。因此，随着时间的推移，两组的症状严重程度都有显著减轻，但两组的减轻程度是相等的。

魏克曼等人[ 39最近的研究表明，总体干预后(即面对面的CBT) PAS总分下降约4至5分，代表了生活质量和功能方面的明显临床变化。这略小于我们在研究中观察到的终点PAS分数与基线相比的变化(6分)。在完成者的样本中，症状严重程度的下降更为明显(无压力组为7分，无广场恐怖症组为10分)。因此，这两种应用程序似乎都成功地实现了临床显著变化。

在终点提供数据的74名参与者中，46名(62%)在终点的PAS评分降低了5分或更多。在无压力组中，共有25名(66%)参与者和无广场恐怖症组中21名(58%)参与者在终点时的PAS提高了至少5分。

共有7名参与者(无广场恐怖症:n=3，无压力:n=4)评论说某些应用程序组件有轻微的压力(例如，分散注意力的游戏，背景音乐)。两种干预均未出现不良事件的报道。此外，7名参与者评论说，广场恐惧症免费应用程序在某些方面令人困惑。另一名参与者解释说，他们不能随心所欲地使用治疗应用程序，因为他们患有抑郁症，没有动力。

RCT的结果显示，接受广场恐惧症免费治疗的参与者并没有比接受压力免费应用程序的参与者改善更多。随着时间的推移，两组患者的症状严重程度都有所降低，这在统计学上具有显著性，但两组患者的症状严重程度似乎相同。这两种治疗应用程序使用安全，完成率相似。此外，两种干预的完成者在症状严重程度上都有显著改善，与无广场恐怖症组的基线相比，终点时的PAS下降了10点。然而，这一分析的结果应谨慎考虑，因为我们对特定的参与者亚组进行了分析，并且有可能是干预之外的因素影响了结果(例如，参与者的期望)。此外，由于样本量小，本分析的效力很低(低于50%)。

在整个试验过程中，参与者的流失率特别高，因为几乎一半的参与者退出了试验或不再回复电子邮件。辍学率与其他基于网络的自我引导干预试验报告的辍学率相似[ 40， 41］．许多参与者在提供同意后退出，这是我们没有预料到的。由于没有可用的基线数据，我们不得不将这些参与者排除在分析之外。排除参与者不太可能导致偏见，因为当时的参与者并不知道他们被随机分配到哪个组，因此这两个组之间的减员是随机的。同样，在接受干预后退出或停止反应的参与者似乎与参与试验的参与者没有区别，并且两组的减员是相等的。我们选择的分析策略是稳健的，并使用来自每个参与者的所有可用数据，与其他分析和数据imputation方法相比，产生的结果偏差较小[ 38］．总的来说，参与者的流失是随机的，加上我们在分析中使用了所有参与者的数据，这为研究结果的有效性提供了支持和信心。

这项试验有一些限制。干预结束后没有随访。因此，不可能调查症状严重程度的改善是否随着时间的推移而保持不变，或者在使用应用程序几个月后，两组之间是否有任何差异。收集到的关于样本特征的信息也很有限，因为没有关于共病性疾病、其他心理或生理治疗或其他人口统计学特征(如种族和计算机识字)的数据。这些信息可能对样本提供了更好的见解，并可能与干预效果有关。关于应用程序完成的信息也有限，因为可用的信息依赖于参与者的报告，并且我们不允许提取参与者单独的应用程序使用数据。此外，参与者不能失明，这是电子健康试验的一个常见限制。

这项研究的另一个局限性是没有等待名单对照组。对具有非常相似特征的两个活跃组进行比较，测试了广场恐怖症特异性治疗元素的效果，超过了与焦虑相关的一般治疗元素。然而，没有对时间的影响进行控制，因此不可能得出观察到的改善是否不是由于自然恢复过程或干预之外的因素。虽然在未来的试验中，为了明确确定治疗效果，等待名单对照组将是必要的补充，但与解决焦虑的更通用方法相比，本研究的主要重点是证明针对障碍的基于移动的干预在治疗广场恐怖症状方面是否合理。

尽管存在局限性，但这项研究也有一定的优势。首先，据我们所知，这是第一个直接比较广场恐怖症特定应用程序和一般焦虑相关应用程序的随机对照试验。其次，在线招募的样本具有严重的临床症状，特别是高水平的广场恐怖症，这表明基于自我认同的招聘是可行和可靠的。这样的样本在传统的多中心试验中也很难获得，评估人员进行筛选访谈，这将是耗时的，并需要大量的资源。该试验对参与者的干扰程度最低，因为它要求的信息量有限，所使用的工具简短且易于完成。这有助于在没有任何明确个人指导的情况下实现公平的招聘和回复率。第三，本研究的一个重要优势是其外部效度。这些应用就像在现实世界中提供的一样，不需要对用户进行任何筛选或密切监督。对于谁可以参与的限制很少，因此我们的发现更容易推广到互联网人群，如果他们认为这与他们有关，他们就会下载应用程序。第四，这项研究的结果为我们从无指导的移动干预中实际期望提供了一个见解，例如大量的辍学率，轻微的症状变化，以及那些坚持参与并完成干预的人的最高疗效。

这项研究的发现与之前关于焦虑症治疗的研究有关。这些发现增加了对焦虑症进行计算机化认知行为干预的证据基础[ 21- 23］．我们的发现也与之前的研究相一致，即完成基于网络的恐慌干预(有或没有广场恐怖症)的人受益最大[ 40， 42］．重要的是，两组之间缺乏显著差异表明，通用的焦虑相关应用程序和诊断专用应用程序在治疗广场恐怖症症状方面同样有效。这一发现与支持跨诊断(即统一的、非特异性的)认知行为治疗在焦虑症中的有效性的证据是一致的。跨诊断治疗的前提是“各种疾病的共性大于差异”[ 43］．最近的一项系统综述和荟萃分析表明，在减轻焦虑症状方面，跨诊断治疗与诊断特异性治疗一样有效，并且比等待列表或注意力控制条件更有效[ 44］．在不同焦虑障碍(包括恐慌障碍)中测试的跨诊断CBT项目也可以通过互联网成功管理[ 45]，产生的效果相当于基于互联网的针对疾病的干预措施[ 46， 47］．此外，跨诊断CBT在治疗可信度方面与诊断特异性CBT没有区别[ 48］．我们的研究进一步证明，对于有广场恐怖症的人来说，针对广场恐怖症的应用程序不会产生任何额外的好处。

本研究的发现对临床实践有意义。这项试验表明，在不需要临床医生指导的情况下，移动应用程序可以成功地应用于其他方法难以触及的特定人群。这可能会为临床医生节省时间，同时也可以为患者提供更方便的服务，帮助他们克服治疗的许多障碍，例如前往治疗地点或漫长的等候名单。此外，自我引导的应用程序可以很容易地引入到阶梯式护理模型中，作为最低限度的干预，因为它比临床医生指导的干预或个人治疗的强度要小[ 49］．由于在本研究中没有证据表明一种干预方法优于另一种干预方法，因此在通用方法和靶向方法之间的选择最终可能基于临床判断或患者偏好。然而，正如Norton和Barrera提出的[ 48]，一个通用的针对焦虑的应用程序可能比特定于诊断的应用程序更有效地利用资源，更容易实现和传播。

总的来说，这项随机对照研究表明，针对焦虑症的转诊断移动应用程序对于有广场恐怖症症状的人来说，与针对障碍的应用程序一样有效。结果表明，被认为患有广场恐怖症的个体并没有从广场恐怖症特异性应用中比从跨诊断应用中受益更多。由独立研究团队进行的未来研究应该重复这项研究的结果，进一步研究基于移动的焦虑症跨诊断干预与目前的金标准障碍特异性干预一样有效的可能性。有必要在该人群中进行更大样本量和等待列表对照组的试验，以确定干预效果和成本效益。此外，更广泛的人口统计学和临床信息的收集可以帮助检查在哪种情况下诊断特异性或通用方法更合适。例如，未来的研究可以调查患有更严重症状或共病性疾病(如抑郁症)的患者是否从一种干预中比另一种更受益。虽然关于焦虑症的治疗方法还有很多需要了解的地方，但包括这项研究在内的许多研究表明，电子心理健康干预可以克服障碍，有效减轻临床症状。