我们考虑了从1990年到2016年5月的随机对照试验，这些试验中成人参与者(年龄大于18岁)经历了压力，并参与试验以降低他们的压力水平。该搜索最初在2013年8月进行，并在2016年5月重复进行，以确保尽可能及时地进行搜索。1990年以前的研究被排除在外;由于该领域技术的快速变化，这些项目无法与当前可能提供给寻求帮助的参与者的干预措施相比较。纳入研究的主要干预目标必须是减轻目标群体的压力。我们排除了针对有疾病(如癌症、耳鸣、头痛)的参与者的试验;照顾有疾病的人(如照顾痴呆症患者);以及患有精神障碍(如抑郁、焦虑或创伤后应激障碍)、创伤后症状、产后情绪困扰或丧亲的参与者。这些研究需要将干预措施与任何类型的对照组进行比较。对于剂量或强度、递送、持续时间、递送频率或时间，或递送渠道的类型(如电子邮件、基于网络的、计算机化的)，没有任何限制。 Trials investigating stress management as merely one part of the intervention (eg, alongside depression or anxiety) were included only if the primary goal of the intervention was to reduce stress. Furthermore, trials conducted in the context of the promotion of well-being rather than stress reduction were excluded. The studies had to report at least one instrument that claimed to measure stress levels. For the main analysis, we considered postintervention data. We also included follow-up data (when available) to assess longer-term effectiveness.

该元分析的搜索策略由四类搜索词创建。我们定义了符合以下标准的搜索词:(1)减轻压力，(2)干预方案的评估，(3)RCT作为实验设计的应用，以及(4)在基于Web或计算机的环境中的交付。有关搜索词的详细描述可在 多媒体附件1．

指定的搜索策略应用于三大数据库搜索引擎(psyinfo、PubMed和Cochrane)。此外，人工搜索关键期刊(如， 国际压力管理杂志， 医学互联网研究杂志， 职业卫生杂志， 斯堪的纳维亚工作杂志， 环境与健康)及在纳入研究的参考名单内进行。

在删除重复的文章后，两位研究员(EH和SN)根据纳入和排除标准独立筛选所有标题和摘要，两位研究员(EH和DL)评估全文文章的资格。评估研究相关性的研究人员并非对作者、机构、出版期刊或结果一无所知。

从研究来源、参与人数、年龄、性别、比较组、结果、理论基础、时长、指导、偏倚风险、随访数据等方面进行数据提取。在描述不充分的情况下，联系各自研究的主要调查人员以获取缺失的资料。

两位研究人员(EH和DL)根据《Cochrane指南》评估纳入研究的偏倚风险[ 40］．由此判断序列生成、分配隐藏、盲目性、结果数据不完整、选择性结果报告。

因为我们预计只有有限的研究数量和相对小的样本量，我们进行了一个功率计算，以检查需要包括多少研究和多少参与者，以确保有足够的统计功率来确定相关的影响。该功率计算是根据Borenstein及其同事所描述的程序进行的[ 41］．我们希望找到足够数量的研究，以确定0.35的小到中等效应大小。这些计算表明，我们需要包括至少五项平均样本量为100(每个条件50名参与者)的研究，才能检测出科恩的效应大小 d=0.35(保守地假设研究间方差为中等水平，T²，统计幂为.80，显著性水平alpha为.05)。或者，我们需要三个150人的研究来检测科恩的效应大小 d=0.35或9项50名参与者的研究。

使用统计软件Comprehensive Meta-Analysis (version 2.2.057)进行分析。计算主观应激水平的效应量作为主要结果。此外，我们还评估了抑郁和焦虑的水平。如果每个结果使用了多个测量指标，如果没有指出主要结果，则计算效应量的平均值，以确保每个研究只产生一个效应量。选择随机效应模型是因为预期研究之间存在相当大的异质性。我们进一步根据混合效应模型进行了一系列的亚组分析。在该模型中，子组内的研究使用随机效应模型进行汇总，而子组间显著差异的检验使用固定效应模型进行。由于提供随访数据的研究数量较少，因此仅对治疗后进行亚组分析，主要结局应激的随访结果分为两类(1-3个月和4-6个月)。

在三项研究中，两种治疗方法与单一对照组进行了比较[ 36， 38， 42］．在这些情况下，我们将每个比较作为单独的研究来处理，并通过将对照组分成两部分来避免重复计数。

科恩的效应量 d用干预组均值与对照组均值的标准均值差值表示。根据科恩的说法[ 43), d=0.2可以认为是一个小的影响， d=0.5是中等效果，并且 d=0.8是一个很大的影响。因为很难解读科恩 d从临床角度，我们还根据Kraemer和Kupfer的公式将这些值转换为治疗所需的数字(NNT) [ 44］．NNT表示需要接受治疗以产生额外临床显著变化的参与者人数[ 45］．

此外，我们进行了以下亚组分析:干预的理论基础(CBT，包括认知重构/挑战功能障碍的想法;TWC，包括更近期的基于cbt的技术，如正念、冥想或接受情绪;和替代干预[ALT])、指导(以定期书面反馈为指导;无指导，无支持或只有技术支持)，干预时间(短:1-4周;中:5-8周;长:≥9周)，存在偏倚风险(低风险=4;一些风险< 4)。

此外，还计算了观测效应量的同质性检验 我²作为百分比的异质性指标的统计数据。因此，0%表示无异质性，25%被认为是低异质性，50%被认为是中等异质性，75%被认为是高异质性[ 46］．我们计算了95%的置信区间 我²［ 47]在Stata异构模块中使用基于卡方的非中心方法[ 48］．虽然我们计算了q统计量，但我们只报告结果是否显著。

通过对主要结局指标的漏斗图进行目视检查来调查发表偏倚。与对称倒置漏斗形相反的非对称漏斗形表明潜在的发表偏倚，可能危及从元分析中得出的结论。埃格氏检验[ 49]被用来测试可能存在发表偏倚的重要性。此外，我们执行了Duval和Tweedie的修剪-填充分析[ 50，以验证集合效应大小的无偏估计。该分析计算了对缺失研究数量的估计以及这些研究对结果的潜在影响。

系统的文献研究得到2137篇摘要。另外9篇可能相关的文章是通过其他搜索确定的。在去除重复后，我们筛选了1781篇文章的标题和摘要，并排除了1687篇文章，因为它们明显不相关。在资格方面，检索了94篇全文文章，并由两个独立的评级机构(EH和DL)进行评估;独立评价者之间的一致性的Cohen kappa非常好(Cohen κ=.83)。任何分歧都通过讨论加以解决。根据纳入和排除标准纳入27篇研究。然而，一项研究的结果[ 51在其中一篇被收录的文章中[ 24]并且由于数据不足，无法计算三个研究的效应大小[ 52- 54］．在三项研究中[ 42， 55， 56]，有一小部分参与者的年龄小于18岁，这是预先指定的成人分类标准。由于这些研究符合所有其他纳入标准，而我们的敏感性分析显示总体结果无差异，我们决定纳入这些研究。

因此，我们在分析中纳入了23项研究。这23项研究包括从基线到测试后的26项比较。随访数据包括4项1至3个月的研究(6项比较)和6项4至6个月的研究。研究选择的PRISMA流程图如图所示 图1．

纳入的23项研究的选定特征[ 21- 39， 42， 55- 57]，载于 表1(试验特征)和 表2(干预特征)。有关干预措施的更详细描述见 多媒体附件2．

参与者总数为4226(干预组:n=2312，对照组:n=1914)。根据干预内容的不同，纳入的干预措施有所不同 表2详情)。大多数研究基于TWC(13个比较)评价干预措施，其次是ALT干预(7个比较)和CBT干预(6个比较)。17项研究采用了等待对照比较，3项研究采用了无治疗对照组，3项研究采用了注意力对照组。纳入的研究主要在美国进行(11项研究)，其次是德国(3项研究)、瑞典(2项研究)、奥地利/瑞士(2项研究)、日本(2项研究)、挪威(1项研究)、英国(1项研究)和荷兰(1项研究)。

纳入研究的干预措施以网络干预为主(n=20)。对于基于网络的干预，活跃的互联网连接是必要的(例如，访问网站，使用手机应用程序，或访问虚拟教室)。共有三项以电脑为基础的干预措施[ 23， 25， 39例如，在工作的另一个房间的台式电脑上安装了干预措施。

感知压力量表(PSS-10, PSS-14)主要用于评估压力水平(23项研究中的15项)。报告了9项研究的随访评估(12项比较);4项研究(6项比较)报告了长达3个月的数据，6项研究(6项比较)报告了4至6个月的数据 表1)．随访时间分别为1个月(2项研究)、3个月(1项研究)、6个月(2项研究)、1年(2项研究)和3年(1项研究)。在9项研究中，只有测试后评估可用。参与者在七项研究中获得指导[ 24， 26， 27， 34， 35， 37， 42]，一项研究[ 32]评估了一种不那么密集的指导格式(以坚持为重点的指导:结合提醒和仅应参与者要求的书面反馈)，16项研究(18个比较)调查了无指导干预。9项非指导研究报告了在完成干预时使用自动提醒或电话和邮件提醒[ 23， 25， 28， 29， 33， 36， 42， 55， 56) ( 表2)．

所有研究都存在偏倚的风险。只有六项研究达到了所用五项标准中的四项。九项研究符合三个标准，八项研究满足两个标准。在大多数情况下，对隐瞒分配情况的描述不足，23项研究中只有13项报告了对缺失数据的适当处理。特别是，选择性结果报告的风险尚不清楚，因为试验前的研究注册只能从三个研究中检索到[ 31， 32， 34］．尽管另有四项研究登记了他们的试验[ 28， 30.， 33， 36，这个步骤是回溯性的。独立评分者之间的平均信度为κ=。84一个nd ranged from .60 (selective outcome reporting) to 1.0 (blinding). Disagreements were handled by discussion.

无论是漏斗图的检验还是Egger 's检验[ 49表明可能存在出版偏见。此外，Duval和Tweedie修剪-填充分析[ 50表明没有缺失研究。

表3呈现效应大小，置信区间，显著性水平和异质性的整体影响的压力，抑郁，和焦虑以及亚组。对效应量的整体分析得出了一个显著的Cohen效应量 d所有研究的主要结果应激=0.43 (95% CI 0.31-0.54;n = 26)。异质性中等( 我²=68.01, 95% ci 52.08-78.72)。次要结果抑郁的显著小效应量被观察到(Cohen d=0.34, 95% ci 0.21-0.48;n=13)和焦虑(科恩 d=0.32, 95% ci 0.17-0.47;n = 14)。 图2显示森林图的效应大小和置信区间的研究纳入。

这种元分析有许多局限性。首先，由于纳入研究的偏倚风险很高，必须谨慎解释这些结果。其次，针对随访点和一些亚组的研究总体数量较少，限制了从这些结果中得出的结论的强度。第三，我们发现在分析偏误和指导子组的风险水平时，主要结果存在适度的异质性，这降低了异质性;尽管如此，一些亚组的比较数量很少，个别研究偶尔也有重叠。第四，我们注意到尽管我们进行了全面的文献搜索，我们可能会错过一项相关研究的可能性。最后，由于纳入的研究提供的信息缺乏和不一致，我们无法分析治疗效果的潜在相关调节因子的影响，如坚持干预对整体结果的影响。

在未来的研究中，强烈建议试验的预注册、足够的样本量计算、更详细的分配隐藏描述以及解释缺失值的适当方法。我们观察到，越来越多的研究坚持意向治疗原则(即采用混合效应模型);然而，特别是对于那些研究，我们建议确保报告的描述性统计是基于处理缺失值的适当方法，而不是仅仅依赖于完整的案例。这将确保在所有统计中遵守意向治疗原则。

尽管在大多数研究中，干预中使用的治疗方法(如CBT)通常被很好地描述，但在未来的研究中，还需要明确用于发展干预的理论模型(如资源保护理论，压力的交易模型)。

总的来说，需要更严格的方法研究和低偏差风险的研究来评估干预措施的效果，例如，在直接比较中评估干预措施的特定特征，如治疗纬度、不同水平的指导和不同类型的干预措施。此外，关于参加干预的参与者人数的信息以及在培训的同时进行联合干预的细节将是有见地的。未来的研究还应该测试基于网络和计算机的压力管理干预措施，以对抗该领域的最高标准(即经典的面对面压力管理干预措施)，并应该更频繁地包括更长的随访期(例如，长达6个月)。关于这种干预措施的成本效益的数据也非常相关。

尽管讨论了这些限制，我们似乎可以有把握地得出结论:基于网络和计算机的干预是有效的。特别是，包括在线教练指导的干预措施，是中等长度的，或基于(第三波)CBT的干预措施，可以适度改善压力水平。初步证据还表明，这种效果可以维持6个月。尽管关于传统面对面干预的研究和实践非常丰富[ 8， 9]，关于基于网络的压力管理干预措施的有效性和传播的研究仍处于起步阶段，尽管这类干预措施具有很高的潜力和影响范围。这项工作提请注意，需要进一步研究这类干预措施的功效、成本效益和变化机制。总之，将基于证据的基于网络的压力管理干预措施整合到卫生保健系统中，有可能为大规模减少与压力相关的心理健康问题做出有价值的贡献。