在遵循赫尔辛基宣言和良好临床实践并遵循CONSORT(综合报告试验标准)指南的情况下，进行了一项包括264名经历努力-回报不平衡的参与者的初级随机对照试验[gydF4y2Ba 37gydF4y2Ba，gydF4y2Ba 38gydF4y2Ba) (gydF4y2Ba 多媒体附录1gydF4y2Ba）.基于meta分析的证据显示，基于网络的SMI具有中等效果gydF4y2Ba ggydF4y2Ba= 0.54) (gydF4y2Ba 19gydF4y2Ba]并考虑到不利工作条件的影响，本研究旨在以Cohen效应量检测组间差异gydF4y2Ba dgydF4y2Ba=0.35，基于幂(1 -β)为0.80的双尾检验，α= 0.05。使用基于计算机的自动随机整数生成器(DatInf RandList;Datinf GmbH)。参与者由一名没有参与研究的独立研究人员分配到研究小组。自我报告结果于2014年5月至2015年5月通过安全的在线自我报告系统(AES;在筛选合格性(T0)、基线(T1)以及随机化后7周(T2)和6个月(T3)时。分配后，IG组的参与者立即获得干预，而WLC组的参与者在6个月后获得干预。照例治疗没有受到限制和监测。本文所获得的数据以前都没有发表过。gydF4y2Ba

参与者是通过研究项目网站和大众媒体(如健康保险杂志上的文章)从一般工作人口中招募的。纳入标准为是否愿意给予知情同意;法定年龄(18岁);就业;知觉压力量表(PSS-10) [gydF4y2Ba 39gydF4y2Ba，gydF4y2Ba 40gydF4y2Ba]评分≥22;努力-回报不平衡[gydF4y2Ba 41gydF4y2Ba]得分为>0.715，这表明工作场所的努力和回报之间存在高度危险的不平衡[gydF4y2Ba 42gydF4y2Ba];没有明显的自杀风险，正如贝克抑郁量表第9项(我觉得我死了会更好)的得分为bb0.1所表明的那样[gydF4y2Ba 43gydF4y2Ba];之前和现在都没有解离症状或精神病的诊断感兴趣的参与者在开放获取网站上注册，并提供电子邮件地址，以收到资格筛选问卷的链接。符合条件的申请人需要提供知情同意和基线数据(T1)。gydF4y2Ba

心理学家根据拉撒路的压力交易模型为员工开发了干预措施，重点关注解决问题和情绪调节技能[gydF4y2Ba 27gydF4y2Ba]。干预措施鼓励参与者反思不局限于工作或个人生活的有意义的问题。之前在指示性预防样本和不同的指导格式(即以坚持为重点的指导和自助指导)中证明了其有效性[gydF4y2Ba 22gydF4y2Ba，gydF4y2Ba 44gydF4y2Ba，gydF4y2Ba 45gydF4y2Ba]。SMI包括7个核心模块和终止后4周的可选助推器。模块的完成需要45-60分钟，参与者被建议每周至少完成一个模块，加起来干预期为4-7周。参与者可以选择是否以及多长时间他们愿意接收短的自动激励短信到他们的移动设备(不频繁或密集，即每天1-3条短信)。此外，参与者还可以在内部消息平台上按需查询反馈，由电子教练在48小时内根据要求提供反馈。电子教练是熟练的心理学家，他们遵循标准化干预手册中的反馈指导方针。参与者按1比1的比例被分配到一个电子教练。gydF4y2Ba

主要结果是用德文版PSS-10评估感知压力[gydF4y2Ba 39gydF4y2Ba，gydF4y2Ba 40gydF4y2Ba]，这也是基于拉撒路的压力交易模型开发的。这些项目用李克特5分量表从0(从不)到4(经常)来评估参与者在过去一周内感受到的生活压力程度，结果从0到40，得分越高，压力水平越高。在本研究中，内部信度(Cronbach α)在T1时为0.81，在T2时为0.89，在T3时为0.92。gydF4y2Ba

以下部分列出了次要结果的测量方法，在T2时评估了项目数量、项目范围和可靠性。gydF4y2Ba

根据CONSORT声明的建议进行统计分析[gydF4y2Ba 37gydF4y2Ba]。数据分析采用SPSS Statistics version 25 (IBM Corp.) [gydF4y2Ba 55gydF4y2Ba基于意向性治疗原则。对主要结果进行了额外的每个方案分析，仅包括完成至少六个模块的参与者。计算协方差分析(ANCOVA)，以结局基线评分为协变量，双尾显著性水平P<。在T2和T3时IG和WLC组的组间差异。模拟研究已经证明了ANCOVA方法对偏倚的稳健性、更高的精度和实验研究的统计能力[gydF4y2Ba 56gydF4y2Ba，gydF4y2Ba 57gydF4y2Ba]。为了处理缺失的数据，对治疗意向和每个方案分析进行了多次估算，每个值有10个估计值，这些估计值汇总成一个总价值[gydF4y2Ba 58gydF4y2Ba]。gydF4y2Ba

Jacobson和Truax的可靠变化指数[j]gydF4y2Ba 59gydF4y2Ba]被用于调查个人水平上主要结果的改善。常模总体的标准差为6.2,PSS-10的信度[gydF4y2Ba 60gydF4y2Ba]在公式[1.96 × SD1 × sqrt(2) × sqrt(1-rel)]中计算，可将感知压力的减少定义为gydF4y2Ba 可靠的改进gydF4y2Ba如果从T1到T2的变化大于±5.16点。根据Jacobson和Truax标准达到无症状状态[gydF4y2Ba 59gydF4y2Ba]，当参与者在IG中主要结局的基线平均(T1)得分低于2个标准差(平均值23.76，标准差5.11)时。计算需要治疗的人数和95% CI，以表明与对照组相比，需要治疗以获得额外反应的参与者的平均人数[gydF4y2Ba 61gydF4y2Ba]。gydF4y2Ba

使用SPSS的PROCESS宏(4.0版)进行了四次中介分析[gydF4y2Ba 62gydF4y2Ba]。这些模型建立在彼此的基础上，以探索他们在减轻压力方面的个人和共同贡献。在所有模型中，自变量(X)为研究条件，因变量(Y)为感知应激(PSS-10 at T3)。提出的中介因素是T2时的职业自我效能感(PROCESS模型4);第二阶段的职业自我效能和第三阶段的努力(PROCESS模型6);第二阶段的职业自我效能和第三阶段的奖励(PROCESS模型6);职业自我效能、努力和奖励在T3 (PROCESS模型81)。结果和中介的基线评分被认为是协变量。对于间接效应，如果P<。05一个nd 95% CIs did not cover 0, 10,000 bias-corrected bootstrap samples were applied [ 62gydF4y2Ba]。另外还进行了敏感性分析，仅包括研究完成者。gydF4y2Ba

Lueneburg Leuphana大学伦理委员会批准了这项研究(参考文献ebert201408_stresstrain)。该试验已在德国临床试验注册(DRKS00005990)中注册。gydF4y2Ba

样本最初由264名参与者组成，其中2名在试验传导后要求删除评估数据。因此，最终样本包括262名参与者(182/262,69.4%为女性)，年龄在20-65岁(平均42.2岁，SD 9.76岁)，分为IG组(n=130)和WLC组(n=132)。gydF4y2Ba 图1gydF4y2Ba描述研究流程和gydF4y2Ba 表1gydF4y2Ba总结详细的基线特征。多变量方差分析显示，两组间基线结果无显著差异(gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_{19232年gydF4y2Ba}= 1.08, P = .37点)。在T2和T3分别有9.9% (n=26)和15.3% (n=40)的患者缺少主要结局数据。Little完全缺失在随机检验中没有显著性，表明提出缺失值模式的零假设不依赖于参与者值中观察到的和未观察到的因素，无需被拒绝。gydF4y2Ba

ANCOVAs在T2和T3检测IG和WLC组之间的差异，结果显示IG在T2时的PSS-10评估的应激水平显着降低(gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_{259年,1gydF4y2Ba}= 46.14, P <措施,gydF4y2Ba dgydF4y2Ba=0.87, 95% CI 0.61-1.12， Δ5.00)和T3 (gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_{259年,1gydF4y2Ba}= 24.82, P <措施,gydF4y2Ba dgydF4y2Ba=0.65, 95% ci 0.41-0.90， Δ4.19)。per-protocol分析证实了T2组间的显著差异。gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_{173年,2gydF4y2Ba}= 34.86, P <措施,gydF4y2Ba dgydF4y2Ba=1.04, 95% CI 0.69-1.40， Δ5.79)和T3 (gydF4y2Ba FgydF4y2Ba_{173年,2gydF4y2Ba}= 20.15, P <措施,gydF4y2Ba dgydF4y2Ba=0.56, 95% ci 0.22-0.90， Δ3.68)。对于T2和T3的所有结果测量，gydF4y2Ba 表2gydF4y2Ba显示均值、标准差和gydF4y2Ba 表3gydF4y2Ba显示ANCOVA结果。gydF4y2Ba

在T2时，与WLC组相比，IG中更多的参与者(65/ 130,50%)在PSS-10测量的感知压力方面表现出可靠的改善(33/ 132,25%)，并且与WLC组相比，IG中更少的参与者(4/ 130,3.1%)出现症状恶化(14/ 132,10.6%;gydF4y2Ba χgydF4y2Ba^2gydF4y2Ba_2gydF4y2Ba= 19.94, P <措施)。达到可靠改善所需治疗的数量为4例(95% CI 2.8-7.3)。与WLC组相比，IG组在T2时无症状的参与者人数(39/ 130,30%)显著高于WLC组(7/ 132,5.3%;gydF4y2Ba χgydF4y2Ba^2gydF4y2Ba_1gydF4y2Ba= 23.52, P <措施)。gydF4y2Ba

ANCOVAs在大多数次要结局指标上显示组间显著差异(gydF4y2Ba 表3gydF4y2Ba）.在T2和T3阶段，IG组在职业自我效能(用OSS-SF测量)、职业倦怠(用MBI-GS-D评估)、工作投入(用UWES评估)和工作能力(工作能力指数)方面均比WLC组有积极的影响。效应量(gydF4y2Ba dgydF4y2Ba)范围为0.29 (95% CI 0.05-0.53;UWES量表活力)至0.56 (95% CI 0.31-0.80;MBI-GS-D)在T2和0.22 (95% CI 0.03-0.46;UWES尺度吸收)至0.65 (95% CI 0.37-0.93;AQoL)在T3。组间抑郁评分无显著差异(CES-D;gydF4y2Ba dgydF4y2Ba=0.28, 95% CI -0.04至0.52,P= 0.06)和工作限制(工作限制问卷;gydF4y2Ba dgydF4y2Ba=0.18, 95% CI -0.06 ~ 0.43, P= 0.21)。在努力-奖励不平衡方面，IG组的参与者在T2时表现出更高的奖励值(gydF4y2Ba dgydF4y2Ba=0.28, 95% CI 0.04-0.52, P= 0.04)，而T2组间评分无显著差异(gydF4y2Ba dgydF4y2Ba=0.05, 95% CI -0.19 ~ 0.30, P= 0.19)和T3 (gydF4y2Ba dgydF4y2Ba=0.09, 95% CI -0.15至0.34,P= 0.17)，而T3时的奖励(gydF4y2Ba dgydF4y2Ba=0.27, 95% CI为-0.03 ~ 0.52,P= 0.06)。gydF4y2Ba

图2gydF4y2Ba描述执行的4个中介分析。第一个模型的结果(gydF4y2Ba 图2gydF4y2BaA)表明，预测应力(Y)的研究组(X)的非标准化回归系数显著(gydF4y2Ba cgydF4y2Ba= -4.19, tgydF4y2Ba_260gydF4y2Ba= -5.29, P <措施)。研究发现，职业自我效能(M)是这一效应的显著中介(gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= -0.44, tgydF4y2Ba_258gydF4y2Ba= -6.87, P <措施)。此外，研究组对职业自我效能感(gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= 2.18, tgydF4y2Ba_260gydF4y2Ba= 3.06, P < .002)。将中介变量纳入模型后，直接效应仍然显著(gydF4y2Ba c 'gydF4y2Ba= -3.23, tgydF4y2Ba_260gydF4y2Ba= -4.36, P <措施)。间接影响显著(gydF4y2Ba bgydF4y2Ba=0.95, 95% CI -1.73 ~ -0.32, P< 0.001)。该模型占24%的方差(gydF4y2Ba RgydF4y2Ba^2gydF4y2Ba减轻压力。gydF4y2Ba

第二个中介模型(gydF4y2Ba 图2gydF4y2BaB)以职业自我效能感为标准gydF4y2Ba_1gydF4y2Ba和M的努力gydF4y2Ba_2gydF4y2Ba显示显著总额(gydF4y2Ba cgydF4y2Ba= -4.19, tgydF4y2Ba_260gydF4y2Ba= -5.29, P<.001)和直接(gydF4y2Ba c 'gydF4y2Ba= -3.14, tgydF4y2Ba_260gydF4y2Ba= -4.36, P<.001)效应。职业自我效能(MgydF4y2Ba_1gydF4y2Ba)显著调节应激效应(gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= -0.44, tgydF4y2Ba_258gydF4y2Ba= -6.59, P<.001)，而对努力程度无显著影响(MgydF4y2Ba_2gydF4y2Ba;gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= 0.01, tgydF4y2Ba_259gydF4y2Ba= 0.27, P = .79)。然而，努力(MgydF4y2Ba_2gydF4y2Ba)与压力显著相关(gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= 0.53, tgydF4y2Ba_258gydF4y2Ba= 2.64, P = .008)。研究小组在努力方面没有显著影响(MgydF4y2Ba_2gydF4y2Ba;gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= -0.18, tgydF4y2Ba_258gydF4y2Ba= -0.79, P =点)。因此，仅发现职业自我效能与研究组之间存在显著的间接中介效应(gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= -0.14, 95% CI -0.25 ~ -0.05, P<.001)。加起来，26%的方差(gydF4y2Ba RgydF4y2Ba^2gydF4y2Ba)在感知压力中得到解释。gydF4y2Ba

将职业自我效能纳入MgydF4y2Ba_1gydF4y2Ba奖励为MgydF4y2Ba_2gydF4y2Ba，中介模型(gydF4y2Ba 图2gydF4y2BaC)导致显著的总(gydF4y2Ba cgydF4y2Ba= -4.19, tgydF4y2Ba_260gydF4y2Ba= -5.29, P<.001)和直接(gydF4y2Ba cgydF4y2Ba' = -3.00, tgydF4y2Ba_260gydF4y2Ba= -4.12, P<.001)效应。职业自我效能(MgydF4y2Ba_1gydF4y2Ba)显著调节应激效应(gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= -0.37, tgydF4y2Ba_258gydF4y2Ba= -5.76, P<.001)gydF4y2Ba_2gydF4y2Ba;gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= 0.18, tgydF4y2Ba_259gydF4y2Ba= 4.52, P <措施)。奖励(MgydF4y2Ba_2gydF4y2Ba)可以显著预测压力(gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= -0.37, tgydF4y2Ba_258gydF4y2Ba= -3.79, P <措施)。与上述中介模型相比，职业自我效能对干预与压力作为结果之间的关联具有显著的间接中介作用(gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= -0.12, 95% CI -0.22 ~ -0.04, P<.001)。此外，以职业自我效能(MgydF4y2Ba_1gydF4y2Ba)和奖励(MgydF4y2Ba_2gydF4y2Ba)之间的差异显著(gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= -0.02, 95% CI -0.05 ~ -0.01, P<.001)。参与干预并不能显著预测奖励(MgydF4y2Ba_2gydF4y2Ba;P = 16)。总的来说，所有的变量都考虑到了gydF4y2Ba RgydF4y2Ba^2gydF4y2Ba= 0.28。gydF4y2Ba

第四个中介模型(gydF4y2Ba 图2gydF4y2BaD)包含所有介质gydF4y2Ba_1gydF4y2Ba:职业自我效能，MgydF4y2Ba_2gydF4y2Ba:努力，和MgydF4y2Ba_3.gydF4y2Ba:奖励)再次导致显著的总(gydF4y2Ba cgydF4y2Ba= -4.19, tgydF4y2Ba_260gydF4y2Ba= -5.29, P<.001)和直接(gydF4y2Ba cgydF4y2Ba' = -2.93, tgydF4y2Ba_260gydF4y2Ba= -4.06, P<.001)效应。职业自我效能(MgydF4y2Ba_1gydF4y2Ba)显著预测感知压力(gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= -0.38, tgydF4y2Ba_257gydF4y2Ba= -5.91, P<.001)gydF4y2Ba_3.gydF4y2Ba） (gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= 0.18, tgydF4y2Ba_259gydF4y2Ba=4.52, P< 0.001)gydF4y2Ba_2gydF4y2Ba;gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= 0.01, tgydF4y2Ba_259gydF4y2Ba= 0.27, P = .79)。两种努力对压力的影响也显著预测(MgydF4y2Ba_2gydF4y2Ba;gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= 0.46, tgydF4y2Ba_257gydF4y2Ba=2.32, P=.02)和奖励(MgydF4y2Ba_3.gydF4y2Ba;gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= -0.35, tgydF4y2Ba_257gydF4y2Ba= -3.56, P <措施)。研究组没有显著预测这两种努力(MgydF4y2Ba_2gydF4y2Ba)也没有回报gydF4y2Ba_3.gydF4y2Ba直接)。综上所述，在职业自我效能方面，发现了研究组与感知压力之间显著的间接路径(MgydF4y2Ba_1gydF4y2Ba;gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= -0.12, 95% CI -0.22 ~ -0.04, P<.001)，以及职业自我效能(MgydF4y2Ba_1gydF4y2Ba)和奖励(MgydF4y2Ba_3.gydF4y2Ba;gydF4y2Ba bgydF4y2Ba= -0.02, 95% CI -0.05 ~ -0.01, P<.001)。这个最终的模型包括所有提议的中介，总共解释了29%的差异(gydF4y2Ba RgydF4y2Ba^2gydF4y2Ba减轻压力。对于所有模型，仅包括研究完成者进行的敏感性分析证实了结果。gydF4y2Ba

本研究的结果证实，SMI可以有效地减轻员工感受到压力水平升高的压力，甚至当他们暴露于高负荷的努力，没有充分平衡的奖励。二次分析证明了对心理健康和工作相关结果以及奖励的有益影响。逐步的中介分析显示，参与干预显著地预测了职业自我效能，它描述了个人处理工作中任何挑战的信心，它是压力和奖励影响的中介，再次预测了压力。所有3个被调查的中介(即职业自我效能、努力和奖励)与感知压力显著相关。然而，无论是参与SMI还是职业自我效能感的提高，都不能使员工在努力水平上取得有利的效果，而努力仍然会对感知压力产生不利的影响。gydF4y2Ba

结果显示，实际上有意义的效应大小的压力减少。在另一项针对同样重度精神病患者的试验中发现了类似的效果，该试验采用了以坚持为重点的指导[gydF4y2Ba 45gydF4y2Ba我们的研究通过纳入经历不利工作条件的高风险人群来扩展这些结果。与一项指导力度更大的相同重度精神障碍的研究相比[gydF4y2Ba 22gydF4y2Ba]，在随访中，效应量没有那么大。这就提出了一个问题，即来自心理健康专家的更多个人支持是否有助于SMI的疗效[gydF4y2Ba 19gydF4y2Ba，gydF4y2Ba 22gydF4y2Ba]，可能会帮助那些由于不利的工作条件而在压力管理方面遇到更大困难的参与者。考虑到基于网络的职业干预的总体效果，本研究的结果与最近一项荟萃分析显示的平均效应量一致[gydF4y2Ba 19gydF4y2Ba并揭示了心理健康和工作相关水平的各种结果的显著改善。例如，IG的参与者表现出更低水平的情绪疲惫，更强的适应力，更高的工作投入，以及在工作中的活力，奉献精神和专注。在出勤方面没有发现显著的组间效应，而在抑郁方面则有不同的结果。与最近一项基于网络的职业干预元分析相比，对敬业度和出勤的检测效应大小[gydF4y2Ba 63gydF4y2Ba]。此外，参与显著提高了职业自我效能，这被证明是SMI减轻压力效果的相关中介。这些结果支持了另一项关于同样重度精神障碍的随机对照试验的发现，该试验显示重度精神障碍对职业自我效能有显著影响[gydF4y2Ba 34gydF4y2Ba]以及压力水平与自我效能之间的正相关[gydF4y2Ba 30.gydF4y2Ba]。所获得的努力-奖励不平衡的结果与在相同的SMI研究中发现的努力-奖励不平衡比例的混合效应相吻合[gydF4y2Ba 34gydF4y2Ba]以及作为单独结果评估的努力和奖励[gydF4y2Ba 45gydF4y2Ba]，表明与感知到的工作条件和组织特征相比，基于网络的SMIs对个人健康的影响要大得多[gydF4y2Ba 17gydF4y2Ba]。gydF4y2Ba

为了研究个人资源的增加是否以及如何支持参与者在面临不利工作条件的情况下成功地减轻压力，我们不仅调查了职业自我效能的中介效应，还调查了工作场所的努力和奖励的中介效应。4个中介分析逐步解释了感知压力的差异。第一个模型(gydF4y2Ba 图2gydF4y2BaA)证实参与干预成功地增加了职业自我效能感，这反过来对减轻压力有显著的影响。这与有证据表明，较高的自我效能感与较低的工作压力水平有关，并假设解决问题的技能会增加个人的信心，从而能够主动减少压力源并增加回报。gydF4y2Ba 30.gydF4y2Ba]。第二个中介模型(gydF4y2Ba 图2gydF4y2BaB)表明干预对职业自我效能的积极影响并不影响与压力负相关的努力。这与另一项针对教师的SMI研究一致，该研究表明，参与者可以影响奖励，但不能影响努力。gydF4y2Ba 64gydF4y2Ba]。缺乏联系的一个潜在原因可能是干预的设计没有预先定义参与者在解决问题的练习中应该反思的主题，如果焦点是与工作相关的或个人的压力源。此外，这描绘了努力-回报不平衡模型的核心前提之一[gydF4y2Ba 6gydF4y2Ba也就是说，在工作中需要付出的更多努力与高度紧张有关。第三个中介分析(gydF4y2Ba 图2gydF4y2BaC)揭示了参与SMI、职业自我效能和奖励之间的显著关系。这与职业自我效能感与情感承诺密切相关的证据一致，情感承诺可能会激励员工在公司内增加他们的工作资源[gydF4y2Ba 65gydF4y2Ba]。与先前的中介模型相比，奖励与压力显著相关，这符合努力-奖励不平衡模型[gydF4y2Ba 6gydF4y2Ba]。最终的调解分析(gydF4y2Ba 图2gydF4y2BaD)结合了这3种模式。职业自我效能显著增加，是研究组与结果之间的中介关系。虽然努力和奖励都能预测压力水平，但干预只对奖励有影响，而对努力没有影响，职业自我效能感似乎在这种关联中起中介作用。然而，努力和奖励都对压力有显著影响。gydF4y2Ba

应该考虑到几个限制。尽管以个人为中心的干预对员工的心理健康有积极的影响，但持续的不利影响表明，这种方法可能是不完整的。因此，应该研究以个人和组织为中心的数字干预是否会对员工的心理健康产生更全面的影响[gydF4y2Ba 66gydF4y2Ba]。职业自我效能感在以个人为中心的干预中的积极作用可能有助于员工更自信地参与以组织为中心的干预。此外，结果的普遍性可能受到限制。与公司层面的招聘不同，开放式招聘策略的应用直接面向参与者，这被证明与职业SMIs对个人健康结果的影响有关[gydF4y2Ba 19gydF4y2Ba]。在本研究中，IG的参与者接受了先前研究中建立并证明有效的以依从性为重点的指导[gydF4y2Ba 45gydF4y2Ba，gydF4y2Ba 67gydF4y2Ba]。鉴于指导应该有助于SMIs的有效性[gydF4y2Ba 19gydF4y2Ba，gydF4y2Ba 68gydF4y2Ba]和它的低强度的坚持为中心的格式，进一步的研究可以调查是否更高的指导强度可能会促进SMI的有效性的参与者经历更大的困难成功改变由于不利的工作环境。就调解人而言，方法上的限制可能是本研究所选择的测量方法，因为参与者可能被鼓励改变其工作中本试验未涉及的方面(例如，工作与私人生活之间的冲突)[gydF4y2Ba 69gydF4y2Ba]。尽管如此，该试验提供了有价值的第一个见解，即基于网络的SMI是否以及如何在高风险人群中有效，尽管他们暴露于不利的工作条件。gydF4y2Ba

总之，这项试验旨在扩大对基于网络的SMIs有效性的研究，并为高风险人群的稀缺证据增加有价值的见解。据我们所知，这是第一个证明基于网络的SMI对减轻员工压力有积极作用的试验，尽管他们的工作条件不利。对改变机制的深入分析表明，重度精神分裂症增加了职业自我效能感，从而调节了干预对压力的影响。此外，努力和奖励都能预测压力水平，但干预只对奖励有影响，职业自我效能感似乎在这种关联中起中介作用。必须指出的是，这种基于网络的干预措施可以在短期内改善工作场所的健康状况，而不会直接改变工作条件。如果引入复杂的组织干预措施来减少工作场所的压力源，进一步的中期和长期改善是可能的。在实践中，这些结果有几个含义。首先，可以推荐实施基于网络的SMI，因为即使员工经历不利的工作条件，它也会对健康产生有益的影响。第二，职业自我效能感应作为一个重要的概念，在SMI的设计。第三，SMI对工作条件感知的有限影响强调了组织自上而下的变革仍然是不可或缺的。 Future studies could further investigate which factors contribute to the efficacy of a person-centered intervention on working conditions and examine, for example, the role of guidance.