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艾滋病毒携带者和抑郁症患者的自杀率很高。移动健康(mHealth)干预措施的研究表明,在改善艾滋病毒携带者和抑郁症患者的心理健康方面具有可行性、可接受性和有效性。然而,很少有研究考察移动健康干预自杀的机制和效果。
这项研究旨在研究基于微信的干预的机制和效果,
从一家大型艾滋病毒或艾滋病治疗医院的门诊招募了300名艾滋病毒和抑郁症患者的样本,并随机分配到医院
的
通过路径分析,我们了解了移动健康干预对自杀预防的机制和效果。研究结果强调了减压和抑郁症治疗在此类项目中的重要性。我们呼吁采取更有效的自杀预防措施,特别是针对艾滋病毒携带者和抑郁症患者等弱势群体的移动健康干预措施。
中国临床试验注册中心ChiCTR-IPR-17012606;http://www.chictr.org.cn/showprojen.aspx?proj=21019
艾滋病毒感染者出现抑郁症状的比例很高。例如,美国一项具有全国代表性的调查报告称,36%的艾滋病毒感染者患有抑郁症[
根据最近的一项系统综述,针对艾滋病毒感染者的现有移动卫生干预措施大多侧重于坚持服药或保持护理[
因此,在本研究中,我们旨在研究移动健康干预的机制
文献记载了减压对预防抑郁症的重要性[
HIV和抑郁症患者干预、感知压力、抑郁症状和自杀的假设路径模型。
从中国广州唯一一家艾滋病毒或艾滋病治疗指定医院的门诊部招募了300名参与者。作为广东省省会,广州是中国第三大城市。根据《2017年艾滋病防治报告》,广东省有超过5.36万名艾滋病毒感染者[
我们在一家门诊诊所的候诊室招募了参与者。研究小组的一名成员邀请患者参加一项研究。那些最初表现出兴趣的人被邀请到一个私人空间进行进一步的解释和放映。参与标准包括:(1)至少18岁,(2)艾滋病毒血清阳性(在医院系统注册或有正式文件),(3)有临床明显的抑郁症状(流行病学研究中心-抑郁症;(4)拥有手机和微信账号。如果患者(1)目前正在接受精神或心理治疗,(2)无法完成问卷,(3)无法阅读或收听微信上的材料,以及(4)由于医疗原因无法进行体育活动,则排除他们。
符合资格标准并提供书面知情同意书的参与者被邀请参加。他们在被随机分为干预组和对照组之前完成了基线调查
的
Run4Love程序中的微信用户界面。CBSM:认知行为压力管理。
研究评估了参与者的人口统计学特征,包括年龄、性别、性取向、婚姻状况、教育程度和艾滋病毒诊断后的时间。
在基线和每次随访时使用中文版CES-D量表评估抑郁症状[
在基线和每次随访时,采用10项中文版感知压力量表(PSS-10)评估感知压力[
自杀在本研究中被定义为有自杀意念或自杀企图。自杀意念是指自杀的计划或想法,自杀未遂是自杀的实际行为。参与者被问及在过去的3个月里,他们有多少次想过自杀,有多少次实际上尝试过自杀。回答的参与者
首先,对人口统计学特征、感知压力、抑郁症状和自杀进行描述性分析。具有倾斜分布的连续变量(例如,年龄、HIV感染持续时间、感知压力和抑郁症状)使用中位数(四分位数范围;IQR),类别变量使用频率和百分比进行描述。
其次,对3个评估点的结果和中介变量进行治疗组比较,对分布偏斜的连续变量(如感知压力和抑郁症状)采用Wilcoxon秩和检验,对分类变量(如自杀)采用卡方检验。第三,自杀的双变量分析采用Wilcoxon秩和检验(用于连续变量且分布偏斜)和卡方检验(用于分类变量)。
为了进一步研究干预后参与者自杀率变化的机制,我们在控制基线自杀率和潜在混杂因素(如人口统计学)后进行了通径分析。通过通径分析的中介模型检验自杀干预效果是否可以通过感知压力和抑郁症状的中介因素来解释。该模型旨在探讨干预对自杀的作用机制及直接和间接影响。分别考察干预→自杀、干预→抑郁症状→自杀、干预→感知压力→自杀、干预→感知压力→抑郁症状→自杀的路径(虚拟编码为0=对照组,1=干预组)。统计学意义定义为
采用加权最小二乘法和方差调整估计对模型进行估计。采用卡方统计量、比较拟合指数(CFI)、塔克-刘易斯指数(TLI)、近似均方根误差(RMSEA)和加权均方根残差(WRMR)等多项指标评价模型的拟合优度。卡方值越小,模型拟合越好。CFI≥0.95,TLI>0.90, RMSEA≤0.06,WRMR≤1.00,模型拟合良好[
如
在基线时,大多数(256/ 300,85.4%)的参与者有中等水平的感知压力,其次是8.3%(25/300)的高水平压力和6.3%(19/300)的低水平压力。CES-D评分的中位数(IQR)为23.0(19.0,28.0)。约44.0%(132/300)受访者表示曾考虑自杀,9.7%(29/300)受访者在过去3个月曾试图自杀。整体而言,约45.0%(135/300)的受访者在过去3个月有自杀意念或企图。
干预组中同性恋、双性恋或性取向不确定的参与者比例略高于对照组(130/ 150,86.7% vs 115/ 150,76.7%;
艾滋病毒携带者和抑郁症患者的样本特征(N=300)。
特征 | 价值 | |
年龄(年),中位数(IQR一个) | 27.5 (24.5, 31.3) | |
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男性 | 277 (92.3) |
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女 | 23日(7.7) |
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异性恋 | 55 (18.3) |
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同性恋/双性恋/不确定 | 245 (81.7) |
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≤高中 | 118 (39.3) |
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>高中 | 182 (60.7) |
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单 | 262 (87.3) |
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结婚了 | 38 (12.7) |
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失业 | 49 (16.3) |
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使用 | 251 (83.7) |
自HIV诊断以来持续时间(年),中位数(IQR) | 1.7 (0.6, 3.8) | |
感知压力,中位数(IQR) | 20.0 (18.0, 23.0) | |
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低感知压力 | 19日(6.3) |
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适度的感知压力 | 256 (85.3) |
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高感知压力 | 25 (8.3) |
抑郁症状,中位数(IQR) | 23.0 (19.0, 28.0) | |
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0 | 168 (56.0) |
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1 - 2 | 84 (28.0) |
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≥3 | 48 (16.0) |
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0 | 271 (90.3) |
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1 - 2 | 19日(6.3) |
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≥3 | 10 (3.3) |
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是的 | 135 (45.0) |
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没有 | 165 (55.0) |
一个IQR:四分位间距。
随着时间的推移,干预对心理健康结果有显著影响。在3个月的随访中,共有274名参与者(91.3%,274/300)留在随访中(干预组139人;对照组135名),265名(88.3%,265/300)参与者留在6个月的随访中(干预组132名;对照组133例)。正如在
基线和随访的心理健康和行为结果。
变量 | 基线(T0) | 3个月(T1) | 6个月2) | ||||||
我一个(n = 150) | Cb(n = 150) |
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我(n = 139) | C (n = 135) |
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我(n = 132) | C (n = 133) |
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感知压力,中位数(IQRc) | 20 (17,22) | 20 (18,23) | .14点d | 17 (12,20) | 19 (16,22) | <措施d | 17 (13,20) | 19 (16,23) | <措施d |
抑郁症状,中位数(IQR) | 23 (19,28) | 23 (19,27) | 结果d | 17 (11,24) | 23 (18,31) | <措施d | 17 (10,23) | 24 (16,32) | <措施d |
临床显著抑郁症状,n (%) | 150 (100.0) | 150 (100.0) | - - - - - -e | 79 (56.8) | 107 (79.3) | <措施f | 68 (51.5) | 102 (76.7) | <措施f |
自杀,n (%) | 66 (44.0) | 69 (46.0) | 总共花掉f | 44 (31.7) | 49 (36.3) | 点f | 28日(21.2) | 54 (40.6) | <措施f |
一个干预组。
b对照组。
cIQR:四分位间距。
dWilcoxon秩和检验。
e卡方检验不适用于此单元格。干预组和对照组的所有参与者都有抑郁症状。
f卡方检验。
人口统计学特征与自杀之间的双变量分析结果表明,只有就业与自杀显著相关。具体来说,有工作的参与者报告的自杀率低于失业的参与者(104/251,41.4% vs 31/ 49,63.3%)。
3个月后
最终路径模型模型拟合良好(
中总结了路径模型的直接、间接和总效应
最终模型中路径的系数(n=284)。
通路 | 系数(β) | 标准化系数(beta) | 95%可信区间 | SE |
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干预→感知压力一个 | −3.67 | −收 | −5.03 ~−2.31 | 0.69 | <措施 | |
干预→自杀b | −.41点 | −只要 | −0.76 ~−0.07 | 0.18 | 02 | |
感知到的压力一个→抑郁症状一个 | 1.44 | 点 | 1.31到1.57 | 0.07 | <措施 | |
抑郁症状一个→自杀b | .04点 | 点 | 0.02 ~ 0.06 | 0.01 | <措施 | |
总效果 | −.62 | −低位 | −0.96 ~−0.28 | 0.17 | <措施 | |
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干预→自杀b | −.41点 | −只要 | −0.76 ~−0.07 | 0.18 | 02 |
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干预→感知压力一个→抑郁症状一个→自杀b | −.21 | −.09点 | −0.33 ~−0.09 | 0.06 | 措施 |
一个3个月随访。
b6个月随访。
评估艾滋病毒携带者和抑郁症患者的干预、感知压力、抑郁症状和自杀的最终路径模型。
这项研究是通过纵向设计探索移动健康干预如何减少艾滋病毒携带者和抑郁症患者自杀的机制的首批努力之一。理解这些机制对于辨别干预和心理健康结果之间的过程很重要[
与现有文献一致[
结果还表明,3个月随访时的抑郁症状与6个月随访时的自杀之间存在因果关系。与以往在一般市民或精神科门诊病人中进行的研究一致[
移动健康干预对自杀的直接影响也可能是由感知压力和抑郁症状以外的因素解释的,例如减少耻辱和提高自我效能,积极应对和社会支持。需要进一步的研究来更好地了解这些潜在因素在自杀中的作用和机制。
这项研究的另一个需要注意的发现是,自杀的艾滋病毒携带者和抑郁症患者报告的就业水平较低。先前的研究发现失业是自杀的一个危险因素[
数据显示
这项研究表明,应该采取公共政策和协调一致的努力来改善心理健康结果,特别是减少艾滋病毒携带者和抑郁症患者的自杀。在卫生保健一级,迫切需要对艾滋病毒感染者进行抑郁症治疗和预防自杀。尽管艾滋病毒治疗指南建议将心理健康筛查纳入常规艾滋病毒治疗中[
本研究的几个局限性需要注意。首先,参与者是从一个大都市地区的一家医院招募的,其中大多数是男性。因此,研究结果可能不适用于中国所有的艾滋病毒携带者和抑郁症患者,尤其是女性和农村地区的患者。其次,本研究中的测量方法是自我报告的,存在潜在的回忆或自我报告偏差。我们没有包括自杀的标准化测量,我们只有2个关于自杀意念和自杀企图的项目。尽管如此,自我报告的自杀评估与临床医生提供的面对面评估有很高的一致性,这可以作为评估自杀结果的有效和可靠的方法[
总之,这是第一个研究移动健康干预机制的研究,
电子健康检查表(V 1.6.1)。
认知行为压力管理
流行病学研究中心-抑郁症
比较拟合指数
四分位范围
移动健康
感知压力量表
随机对照试验
近似的均方根误差
Tucker-Lewis指数
加权均方根残差
本研究得到国家自然科学基金(no . 71573290)和中华医学基金会(no . 17-271)的资助。资助者没有参与研究设计、数据收集和分析,也没有参与手稿的撰写。
YL分析数据并起草论文。YG和YAH在资金获取、研究设计和手稿修订方面做出了贡献。MZ和CZ在概念学习上有帮助。JQ、ZX、HZ和YZ参与了临床试验和数据采集。WC、LL和CL为临床试验提供了行政、技术和物质支持。
没有宣布。