任志洪 李獻云 趙陵波 余香蓮 李政漢賴麗足 阮怡君 江光榮

(1福州大學人文社會科學學院,福州 350108) (2青少年網(wǎng)絡心理與行為教育部重點實驗室,華中師范大學心理學院,湖北省人的發(fā)展與心理健康重點實驗室,武漢 430079) (3中國科學院心理健康重點實驗室,北京 100101)(4 Department of Psychology,University of Memphis,TN 38111,USA) (5北京回龍觀醫(yī)院,北京心理危機研究與干預中心,WHO心理危機預防研究與培訓合作中心,北京 100096) (6福建師范大學海外教育學院,福州 350108)(7中國科學院心理研究所行為科學重點實驗室,中國科學院大學,北京 100101)

1 引言

抑郁癥,在DSM-5中也稱抑郁障礙(depressive disorder) (American Psychiatric Association,2013),是一種心境低落的狀態(tài),主要表現(xiàn)為厭惡活動、思維興奮或遲滯、注意力集中困難、易疲勞,并伴有內(nèi)疚、無價值感甚至自殺傾向(Almeida et al.,2014)。抑郁癥是一個全球性的重要公共健康問題。預計到2020年,抑郁癥可能超過癌癥,成為僅次于心腦血管病的人類第二大疾患,對個人和社會造成直接和間接的重大影響(World Health Organization,2008)。

目前針對抑郁癥通常采用藥物治療或(和)心理治療(DeRubeis et al.,2005)。就心理治療而言,循證心理治療(evidence-based psychotherapy)研究表明,對于輕、中度抑郁的青少年和成人,認知行為療法(cognitive-behavioral therapy,CBT)是首選(Christensen,2007)。一方面認知行為療法已然成為治療抑郁癥最有效的方法之一(Tolin,2010);另一方面我們也應該注意到,很多抑郁癥患者由于羞恥感、費用、交通、合格的治療師有限等各種原因無法獲得有效的治療(Watkins et al.,2014)。在國內(nèi),心理治療呈“僧多粥少”的局面,雖然國家勞動部認證的心理咨詢(員)師大約有23萬名(截止2012年夏),但目前國內(nèi)對于治療師的培訓較為混亂,市場化問題嚴重,心理健康服務人員的素質(zhì)從總體上看來專業(yè)程度不高(尹可麗,秦旻,黃希庭,2009),影響服務質(zhì)量。因此,探索藥物治療與傳統(tǒng)心理治療之外的干預方式,以滿足治療供需失衡的局面,彌補現(xiàn)有的專業(yè)心理健康服務系統(tǒng)的不足,需要有一些新的嘗試。

近年來,一些研究者嘗試使用計算機來輔助抑郁癥的心理治療。早期研究者已開始使用 email、在線視頻、專業(yè)聊天室、在線自助團體等方式來輔助心理治療(Proudfoot,2004)。近年來,西方許多研究者結(jié)合計算機科學與心理治療交叉學科,設計了心理疾病的計算機化干預程序,通過電腦交互界面,以清晰的操作步驟,高度結(jié)構(gòu)化的多種媒介互動方式(如網(wǎng)頁、漫畫、動畫、視頻、聲音等)來表現(xiàn)心理治療基本原則和方法(任志洪,黎冬萍,江光榮,2011)。值得注意的是,這些計算機化干預程序并非使用“自然語言”(natural language)或人工智能技術(shù)來模擬人類咨詢師,無法做到移情、臨床診斷,或是與當事人建立咨詢同盟。顯然,這些干預程序設計的目的是促進當事人掌握更好適應社會的認知和行為調(diào)整方法、提供心理教育、提升自助練習的效用、幫助治療師減少需要重復解釋的專業(yè)知識(Wright et al.,2002)。

隨著互聯(lián)網(wǎng)的快速普及,計算機化治療已從早期的單機版強調(diào)計算機多媒體技術(shù)的使用,發(fā)展到當今網(wǎng)絡化時代強調(diào)網(wǎng)絡的通聯(lián)便捷與傳播普遍性。計算機化治療這一概念逐步演變成了網(wǎng)絡化治療(Andrews &Williams,2015),其研究與實踐應用在西方已得到快速發(fā)展,近年來被廣泛運用于抑郁、焦慮、驚恐障礙、強迫癥、睡眠障礙、成癮行為和創(chuàng)傷后應激障礙等病癥的治療(任志洪等,2011)。這些網(wǎng)絡化的治療基于各種不同的心理治療取向,包括接納與承諾療法、人際療法、冥想和心理動力療法等,而以 CBT療法最為廣泛(Aboujaoude&Starcevic,2015)。因此,抑郁癥的網(wǎng)絡化認知行為治療(internet cognitive-behavioral therapy,ICBT)研究受到較多關注(Andrews &Williams,2015)。

1.1 抑郁癥ICBT的效果

抑郁癥ICBT的有效性得到眾多實證研究的驗證。APA承認包括臨床觀察、質(zhì)化研究、系統(tǒng)的案例研究、單一個案實驗、人種學研究、自然情境中的生態(tài)研究、隨機對照實驗(randomized controlled trials,RCTs)、元分析等多種來源的證據(jù)可作為臨床證據(jù)進行使用。但這些證據(jù)的可靠程度并不盡相同,RCTs和元分析獲得的證據(jù)被認為是最佳證據(jù)(楊文登,葉浩生,2010)。

目前有多篇RCTs元分析顯示ICBT對抑郁癥治療具有中到大的效果量。較早 RCTs元分析(Andersson &Cuijpers,2009)考察了成人抑郁采用基于網(wǎng)絡和其他形式的網(wǎng)絡化治療的效果。研究發(fā)現(xiàn),與實驗對照組相比,在 15項研究中效果量為0.41,具有中等效果量。最近也有研究者(Hedman,Ljótsson,&Lindefors,2012)對 25 種不同的臨床心理障礙采用ICBT治療的效果進行元分析,在20個抑郁癥的RCTs研究中,組內(nèi)的效果量(前后測的

d

值)在 0.38～2.27 之間,均值為 0.94 (95%CI:0.77～1.11),提示為大效果量。

一些元分析進一步采用亞組分析考察何種類別的干預效果更好。比如,ICBT對重性抑郁(major depressive disorder,MDD)的干預效果更好。最近的元分析(Richards &Richardson,2012)對19篇抑郁癥網(wǎng)絡化治療的研究進行元分析發(fā)現(xiàn)：相較之對照組,后測效果量為0.56,而11篇針對MDD的研究匯聚效果量為0.66。而另一項考察ICBT干預組前后測組內(nèi)效果量的研究(Hedman et al.,2012)更是發(fā)現(xiàn),9項研究符合MDD標準,其均值為1.12,為大效果量。此外,元分析還發(fā)現(xiàn),支持類型、被試的年齡、所使用的測量工具和出版年份都顯著影響干預效果(Richards &Richardson,2012;任志洪,江光榮,2014)。

簡言之,雖然有多種因素影響著抑郁癥 ICBT的療效,但總體上現(xiàn)有的證據(jù)都支持這種干預模式至少有中等效果量,且隨著計算機技術(shù)的不斷發(fā)展,其療效呈現(xiàn)上升趨勢(任志洪,江光榮,2014)。目前使用 APA循證心理治療證據(jù)標準對相關證據(jù)的質(zhì)量進行評定顯示,抑郁癥 ICBT被認為是行之有效(well-established treatment)的治療(Andrews &Williams,2015)。

雖然抑郁癥的ICBT的有效性在西方許多國家得到較多研究的檢驗,但該干預模式在中國還處于起步階段。目前至少有18種不同抑郁癥ICBT干預程序,功能大同小異,通常包括單元的日程安排、負面思考、識別負性自動思維、挑戰(zhàn)非理性信念、確認核心信念和歸因風格、問題處理、睡眠管理、逐步暴露、漸進式放松等模塊(任志洪等,2011)。其中研究最多的是 Beating the Blues (Richards &Richardson,2012),但因其是商業(yè)軟件,其內(nèi)部結(jié)構(gòu)和干預內(nèi)容無法便利獲得,在公眾使用上受到限制。而研究數(shù)量僅次于 Beating the Blues是MoodGYM。

MoodGYM是一款由澳大利亞國立大學健康中心研發(fā)的全球范圍內(nèi)較為普及的ICBT免費英文版軟件,已被翻譯成挪威語和荷蘭語版本(Twomey et al.,2014)。該抑郁癥ICBT程序主要通過教會用戶運用認知行為療法來減輕抑郁癥狀,適用于成年抑郁患者。程序包括了1個練習模塊和5個訓練模塊。練習模塊通過抑郁測試、焦慮測試和認知歪曲測試來評估用戶當前的精神健康狀況。訓練模塊由“感受模塊”、“思維/想法模塊”、“去除歪曲思維模塊”、“減輕壓力模塊”、“關系模塊”組成,這些模塊涉及了認知行為療法中的認知重構(gòu)、思維和感覺的關系、行為激勵、放松和問題解決等方面。用戶只能按順序完成練習模塊和5個訓練模塊,每個模塊大約花費20～40分鐘,完成之后程序會給用戶呈現(xiàn)該模塊的關鍵概念,并且對用戶的抑郁或者焦慮癥狀的任何改變給予反饋。除此之外,程序還提供了練習簿和一個可下載的放松音頻文件,練習簿主要用來記錄用戶的測試和練習結(jié)果以及完成進度。MoodGYM鼓勵用戶將程序中學會的技能應用于真實的生活情境,最終達到自助干預的目的。

中國大學生是一個龐大群體,傳統(tǒng)面對面咨詢已很難滿足抑郁癥大學生的求助需求,因而擴展心理干預的途徑和方法顯得尤為緊迫且重要。經(jīng)原作者授權(quán),2014年北京心理危機研究與干預中心首先引進MoodGYM,并翻譯為中文版本。本研究的目的之一是考察 MoodGYM 中文版對中國大學生抑郁患者的在線干預有效性。

1.2 作用機制

越來越多的心理咨詢與治療研究者不僅關注治療是否有效,而且對治療如何起作用,即其改變機制,更感興趣(Laurenceau,Hayes,&Feldman,2007)。鑒別改變的機制,特別是對治療改變的中介變量甄別,有助于遴選出治療模塊中的有效干預成份,提升治療效果(Kazdin,2007)。以往的抑郁癥ICBT研究太多關注干預效果,而極少關注其作用機制。鑒于 ICBT的干預理論基礎是建立在傳統(tǒng)CBT基礎上,那么借鑒傳統(tǒng) CBT作用機制的研究范式探索ICBT的改變機制應當是適宜的途徑。

大多數(shù)的抑郁癥網(wǎng)絡化干預基于 CBT理論構(gòu)建。Beck早在60年代就提出了認知治療模型,隨后結(jié)合了行為治療,發(fā)展出了認知行為治療(CBT)(Beck,1985)。其認知模型認為,認知系統(tǒng)包含著不同水平的認知,從表層的思維到“更深層”的認知圖式。認知圖式結(jié)構(gòu)化地存儲著對自我和他人、目標、期望和記憶的知覺,影響著對外界刺激的篩選、編碼、分類和解釋。當圖式出現(xiàn)消極偏差、適應不良和僵化,則導致了心理疾病。當然,適應不良的認知圖式致使對信息加工的偏差通常是以更表層的認知來呈現(xiàn),也就是我們說的自動思維(Beck &Dozois,2011)。抑郁癥被認為是對自我、體驗、未來負性自動思維和深層的功能失調(diào)性認知歪曲的反應(Beck &Dozois,2011;Warmerdam,van Straten,Jongsma,Twisk,&Cuijpers,2010)。前者常通過自動思維問卷(Automatic Thoughts Questionnaire,ATQ)測量,后者通過功能失調(diào)性態(tài)度量表(Dysfunction Attitude Scale,DAS)測量。CBT治療的機制即通過改變歪曲認知(ATQ和DAS)以改變抑郁癥狀。

而現(xiàn)有的研究對ATQ和DAS對抑郁癥狀改善的中介作用結(jié)論不一。較早的兩項抑郁癥的 CBT面對面治療作用機制的研究中發(fā)現(xiàn),ATQ與DAS的改變,并沒有在抑郁癥的改善中起中介作用(Zettle,Rains,&Hayes,2011)。而后續(xù)的一些研究大部分支持ATQ和DAS在癥狀改善中的作用。比如,關于自動思維問卷(ATQ)的測評發(fā)現(xiàn)接受網(wǎng)絡化認知行為治療(ICBT)的抑郁癥患者的負性自動思維相較之對照組有明顯改善(So et al.,2013)。此外,也有研究發(fā)現(xiàn)(Staring,ter Huurne,&van der Gaag,2013),聚焦于認知模型中功能失調(diào)性態(tài)度的干預也具有大的效果量。進一步研究發(fā)現(xiàn),這些信念的下降,在癥狀改變中起著部分中介作用。即其改變機制為,消極癥狀的改變可被功能失調(diào)性態(tài)度的降低部分解釋。但研究并非使用隨機對照組試驗,而是使用無對照組的單組前后測實驗設計,其內(nèi)部效度受影響。

值得注意的是,上述對抑郁癥的認知歪曲模型,不管是 ATQ還是 DAS,二者的作用機制最初都是源于臨床實踐提出的(Beck &Dozois,2011),其測量通常采用傳統(tǒng)的自陳式量表形式,一種基于反思的非間接外顯測量。而近年來許多研究者開始關注對抑郁癥患者的認知特點進行直接測量,發(fā)現(xiàn)抑郁癥患者認知存在消極的加工偏差,即認知偏差(Cognitive Bias) (Hallion &Ruscio,2011)。相對于健康人群良性和積極的加工風格而言,抑郁癥患者會更傾向于注意到負性或威脅性信息,以一種消極的方式補全模糊情境并且有選擇地記住負性事件(Gotlib &Joormann,2010)。那么,認知偏差是不是抑郁癥治療也應該關注的核心中介因素呢？

已有的研究文獻直接或間接地證明了抑郁癥與認知偏差有密切的關聯(lián)。首先,抑郁水平與認知偏差存在著顯著相關。較早考察抑郁與非抑郁者在解釋偏差上的差異,研究者使用混亂句子測試(Scrambled Sentences Test,SST) (Rude,Wenzlaff,Gibbs,Vane,&Whitney,2002)對339名被試進行施測,結(jié)果顯示,抑郁者與非抑郁者,在以積極或者消極的方法來解釋模糊不清信息的認知偏差測試任務完成上存在顯著差異(Rude et al.,2002)。最近研究發(fā)現(xiàn),注意偏差、解釋偏差和記憶偏差是臨床和亞臨床的抑郁癥患者二者都具有的共同認知加工特點(Browning,Holmes,Charles,Cowen,&Harmer,2012)。

其次,二者除了顯著相關之外,認知偏差也可以預測被試的抑郁情況。較早的研究(Wenzlaff &Bates,1998)發(fā)現(xiàn)通過 SST可以有效預測程度較深的消極思維。也有研究者(Rude et al.,2002)使用SST探究消極認知偏差與未來抑郁癥狀之間的關系,結(jié)果顯示了SST得分高能夠預測短期后測抑郁癥狀。隨后在2003年又做了一項使用SST的大樣本研究,結(jié)果顯示在認知負載的條件下組合的消極句子數(shù)能夠預測 18～28個月后的抑郁癥狀(Rude,Valdez,Odom,&Ebrahimi,2003)。最近也有研究(Rude,Durham-Fowler,Baum,Rooney,&Maestas,2010)使用SST結(jié)合DAS去預測目前沒有抑郁的婦女未來出現(xiàn)抑郁癥狀的可能,結(jié)果發(fā)現(xiàn),SST都能顯著預測未來的抑郁狀況。

最后,改變認知偏差是否就能減輕抑郁癥狀,這一問題目前的研究還不一致。就抑郁癥的認知偏差而言,許多研究者嘗試直接通過認知訓練來矯正認知偏差(Cognitive Bias Modi fi cation,CBM),考察是否減輕了抑郁癥狀。已有較多研究考察了不同CBM范式應用于抑郁癥或抑郁癥狀治療的有效性。比如,有的研究應用與焦慮研究相類似的范式(Lang,Blackwell,Harmer,Davison,&Holmes,2012),矯正技術(shù)聚焦于對模棱兩可情境的解釋。也有研究關注訓練當事人重新評價自傳體記憶(Schartau,Dalgleish,&Dunn,2009)。這些研究都顯示了CBM對認知偏差和抑郁癥狀的改善有所獲益。然而,也有研究發(fā)現(xiàn)(Micco,Henin,&Hirshfeld-Becker,2014),相較之對照組,認知偏差矯正雖然可以降低中測、后測的兩周后追蹤測量的負性解釋偏差,但是抑郁癥狀本身的改變與對照組相比并沒有顯著差異。最近的一項元分析發(fā)現(xiàn)(Cristea,Kok,&Cuijpers,2015),在17個針對抑郁癥的認知偏差矯正RCTs研究中,在非臨床抑郁樣本上具有中等的效果量,為 0.43(95% CI:0.16～0.71),而在臨床抑郁病人則只具有較小的效果量(

g

=0.24;95% CI:0.02～0.46),且存在著出版偏差。研究者認為,現(xiàn)有研究對認知偏差的測量與干預采用相似的方法,故而無法檢驗其作用機制是否由共同方法偏差造成。因此,本研究在測量上嘗試采用基于傳統(tǒng)的外顯自陳式量表法和內(nèi)隱的解釋偏差測量SST法相結(jié)合;在干預方法上采用E-learning的ICBT模式,區(qū)別于直接的認知訓練CBM模式,以期探索ICBT干預是否會通過減少抑郁癥患者的認知偏差,進而緩解抑郁癥狀。

心理治療改變機制的中介研究仍處于起步階段,而抑郁癥 ICBT的中介研究更是鮮見。Kazdin(2007)認為在心理治療研究中,應該優(yōu)先考慮在RCTs下檢驗中介作用,并提出了在RCTs中介檢驗的實驗設計模式和中介變量與結(jié)果變量的測量方式。最近研究者(Hofmann,Asmundson,&Beck,2013)也提出了一系列的處理治療中的中介效應的統(tǒng)計方法,比如使用斷點回歸處理單實驗組分析、結(jié)構(gòu)方程模型處理縱向?qū)嶒?、多層線性模型和線性回歸模型處理隨機對照組實驗等。因而,本研究將在 RCTs實驗設計基礎上,同時考察基于臨床實踐提出的認知歪曲(ATQ和DAS)與認知領域研究提出的解釋偏差(SST)在抑郁癥ICBT (MoodGYM)中的作用,有助于厘清ICBT與CBM的作用機制異同,提升抑郁癥ICBT的治療效果。

綜上,本研究的目的旨在考察MoodGYM中文版對中國大學生抑郁患者的在線干預有效性,并通過中介效應分析探索其作用機制。

2 方法

2.1 被試招募

圖1為本研究臨床實驗報告統(tǒng)一標準流程圖(consolidated standards of reporting trials,CONSORT),該流程圖描述了整個研究過程中的被試情況。被試是有抑郁傾向的大學生,來自10所高校近3年的心理健康普查和日常心理危機關注對象,經(jīng) SCL-90測評抑郁因子分高于3分者。兩名大三心理學專業(yè)本科生作為研究助手,通過短信和電話邀請被試參與實驗(事先隱去姓名)。發(fā)送邀請參與短信或電話聯(lián)系的學生247名,其中表示愿意參與的人數(shù)為81名。實驗通過網(wǎng)絡線上進行(郵件和QQ),實驗前由研究助手給被試發(fā)放了知情同意書。

圖1 臨床實驗報告統(tǒng)一標準流程圖(consolidated standards of reporting trials,CONSORT)

入組標準：被試年齡大于或等于 18周歲。首先,經(jīng)被試知情同意后,研究采用流調(diào)中心用抑郁量表(Center for Epidemiological Studies Depression Scale,CES-D)和病人健康問卷抑郁量表(Patient Health Questionnaire,PHQ-9)對被試的抑郁程度進行篩查,CES-D得分高于15以及PHQ-9得分高于5(Ly et al.,2014)的被試進入實驗。如果被試只有在一個量表上得分滿足條件,則根據(jù)另一個量表分數(shù)是否接近臨界值決定被試是否進入實驗。接著,由一名精神科主治醫(yī)生通過電話方式,采用 ICD-10抑郁癥診斷標準進行評估,以確診首次發(fā)作的抑郁癥患者。所有的被試母語均為漢語,并且最近6個月以來沒有接受和抑郁相關的心理或者藥物治療。

排除標準：CES-D和PHQ-9兩個量表篩查結(jié)果顯示為無抑郁狀況者、在服用抗抑郁藥物者、ICD-10診斷為雙相抑郁和復發(fā)的抑郁癥患者。基于倫理及安全考慮,除了排除精神科醫(yī)生訪談確診為重度抑郁的患者外,還排除有自殺意念被試。自殺意念的評估和處理：參考前人的研究(Titov et al.,2010),在PHQ-9的第一題“有不如死掉或用某種方式傷害自己的念頭”(自殺意念),得分大于2分者,界定為可能有自殺意念(擬排除對象);在精神科醫(yī)生訪談時,以該條目再次確定該被試是否有自殺意念。最終,確診為重度抑郁癥和有自殺意念患者,建議其不參加本項研究,但是告知其量表測驗情況,并建議尋求專業(yè)的心理幫助,同時提供MoodGYM平臺賬號,讓他們根據(jù)自己意愿決定是否從平臺中獲得幫助,結(jié)果不納入統(tǒng)計。

最終,符合實驗條件的被試共有62名,通過加權(quán)隨機數(shù)法按3:1的比例將被隨機分配到MoodYM干預組(

n

=47)和延遲干預組(

n

=15)。值得一提的是,雖然研究者更傾向于使用等組隨機分配,但因大部分抑郁癥被試更有意愿參加 ICBT干預組,為了平衡被試和研究者雙方的不同需求,本研究采用非等組加權(quán)隨機分配：一方面是對心理治療干預研究倫理問題的折衷處理(Avins,1998;Dumville,Hahn,Miles,&Torgerson,2006;Edwards &Braunholtz,2000);另一方面,雖然 MoodGYM 的干預有效性在西方已受到較多研究證據(jù)的支持,但其漢化版在中國使用的效度還未有相關研究證據(jù),因此,有研究者建議讓更多的被試參與治療組,有助于為程序的改善提供及時反饋(Meyer et al.,2009)。

2.2 實驗程序

干預組被試在線完成MoodGYM干預,對照組(延遲干預組)等待,兩組在干預前和3周干預后都需完成效果評價(CES-D和PHQ-9)和中介效應檢驗(ATQ、DAS和SST)的相關測量。

2.3 MoodGYM干預

抑郁癥ICBT使用北京心理危機研究與干預中心引進并漢化的MoodGYM網(wǎng)絡版程序。研究助手提供給被試賬號密碼和MoodGYM使用說明書。說明書中詳細呈現(xiàn)了 MoodGYM 的操作流程和不同模塊的完成順序及時間計劃。被試被要求每3天完成一個模塊,由研究助手發(fā)郵件提醒被試應該完成的模塊或者測試對其完成進度進行管理,未提供治療性專業(yè)支持。允許被試因為特殊原因一定期限內(nèi)的延遲完成。整個干預過程持續(xù)時間約為3周左右。延遲干預組在實驗過程中不做任何干預,但是在實驗完成之后會由研究助手指導被試使用MoodGYM或者根據(jù)被試意愿提供其他形式的可能的幫助,例如聯(lián)系學校的心理咨詢中心。實驗結(jié)束,實驗組與對照組分別給等額的報酬。

2.4 測量工具

(1)抑郁癥狀測量

流調(diào)中心用抑郁量表(CES-D),用于評價非臨床群體當前的抑郁狀態(tài),著重于抑郁情感和心境評估。該問卷在國內(nèi)具有較高的信度和效度(章婕等,2010)：其Cronbachα系數(shù)為0.90;對問卷的結(jié)構(gòu)效度進行驗證性因素分析顯示,各項擬合度指標較好(χ=8729.47,

df

=164,RMSEA=0.06,NFI=0.98,NNFI=0.97,CFI=0.98,GFI=0.95,AGFI=0.93,SRMR=0.04);量表的區(qū)分效度較好,CES-D所有條目得分在抑郁病人和普遍人之間差異均有統(tǒng)計學意義。

病人健康問卷抑郁量表(PHQ-9) (Kroenke,Spitzer,&Williams,2001;胡星辰,張迎黎,梁煒,張紅梅,楊世昌,2014),在篩查抑郁癥患者和評估抑郁癥程度上有重要作用。量表包含9個條目,源于美國《精神疾病診斷與統(tǒng)計手冊》(DSM-IV)中關于抑郁癥的診斷標準。PHQ-9總分越高,抑郁癥狀越嚴重(Gilbody,Richards,&Barkham,2007)。量表Cronbach α系數(shù)為0.85,4周后重測信度為0.88;各條目的載荷系數(shù)均大于 0.62,提示具有較好的結(jié)構(gòu)效度(胡星辰等,2014)。

(2)中介變量測量

自動思維問卷(ATQ),用來評價與抑郁有關的自動出現(xiàn)的消極思想的頻度,用以找出抑郁患者表達自己認知體驗的內(nèi)在自我描寫,是廣泛群體的篩選工具(曹日芳,陳樹林,唐文新,宋海東,2001)?？偡衷礁邉t表示抑郁程度越嚴重。該問卷在大學生群體和精神病患者群體中的 Cronbach α系數(shù)是0.95,折半相關為0.90～0.94,8周后重測信度為0.82;此外,問卷有較好的聚合效度和區(qū)分效度(曹日芳等,2001)。

功能失調(diào)性態(tài)度量表(DAS),用于評估個體潛在、深層的功能失調(diào)性態(tài)度(蔡琳,朱熊兆,彭素芳,鐘明潔,張晟,2010)。在本研究中使用DAS總分計算,所有條目相加總分分數(shù)越高代表認知歪曲程度越嚴重。DAS的全量表Cronbach α系數(shù)為 0.88,重測信度為0.84 (蔡琳等,2010)。

混亂句子測試(SST),SST被用于測量被試的解釋偏差,即以積極(例：我生來是一個成功者)或消極(例：我生來是一個失敗者)方式解釋模糊信息(例：成功者、生來、我、是、失敗者,一個)的傾向(Rude et al.,2002)。測量條目源于Rude等人(2010)的研究材料,經(jīng)原作者授權(quán)后,由兩位心理咨詢方向博士進行英譯漢,再由一名英語專業(yè)副教授進行漢譯英,比對和協(xié)商后,確定最后漢化版本。SST傳統(tǒng)使用紙筆測量,因本研究網(wǎng)絡化干預的需要,測量方法改為在線測量,由計算機專業(yè)人員開發(fā)成在線測評程序(java版)。共60題,隨機分配成2組(前測和后測使用),每組分兩個區(qū)組,每個區(qū)組含有15個條目,每個條目包含5個或者6個亂序詞匯,被試需要在限時2.5 min之內(nèi)盡可能多地將這些亂序詞匯組合成符合語法的句子。SST的得分為被試完成語法正確的句子中消極組合的句子數(shù)目與完成句子總數(shù)的比例,得分越高表明其認知加工過程中的消極解釋偏差越嚴重。根據(jù)前人的研究(Everaert,Tierens,Uzieblo,&Koster,2013)建議,被試在完成SST前需加載認知任務,即在開始前讓被試記住一個隨機6位數(shù)字,結(jié)束時回憶該數(shù)字。SST的后測成績與基線水平(

r

=0.99,

p

=0.001)和追蹤測量(

r

=0.96,

p

=0.001)都具有較高的相關,表現(xiàn)較好的測量信度。

2.5 統(tǒng)計分析

主要采用完整個案分析法(complete-case analysis),即完成全程干預和測量的被試數(shù)據(jù)才納入分析;此外,也報告了意向治療分析(intention to treat analysis,ITT)結(jié)果。使用ITT分析有助于估計在現(xiàn)實環(huán)境中干預的有效性。ITT讓所有的被試都保留在其隨機分配后的所在組,不管是依從還是脫落。在ITT分析中,統(tǒng)計技術(shù)使用混合模型重復測量(Mixed model repeated measures,MMRM;SPSS中也稱“線性混合效應模型”(linear mixed-effects model))分析,MMRM 可以應對被試重復測量的相關,并且可以包含被試缺失數(shù)據(jù)(Lintvedt et al.,2013)。MMRM 使用所有的可用數(shù)據(jù),在完全隨機缺失(missing completely at random,MCAR)和隨機缺失(missing completely at random,MCAR)的假設下,對干預有效性采用無偏差有效估計,該方法適用于RCTs研究(Salim,Mackinnon,Christensen,&Griffiths,2008)。MMRM對缺失數(shù)據(jù)所采用的限制極大似然法(restricted maximum likelihood),優(yōu)于傳統(tǒng)采用直接刪除或均值替代法(Lintvedt et al.,2013).此外,鑒于前后測數(shù)據(jù)基于不同時間點,模型分析使用自回歸協(xié)方差結(jié)構(gòu)(auto autoregressive[AR1] covariance structure) (Newby et al.,2013)。

需要說明的是,根據(jù)研究者的建議(Kazdin,2007),在干預研究中檢驗中介效應,應該使被試接受“足夠劑量的干預”。因此,對于擬考察的作用機制變量和相關的中介效應分析并沒有進行ITT分析,而是使用完整個案分析結(jié)果,以更好解釋假設的治療機制的有效性(Bowler et al.,2012)。干預效果分析采用SPSS 22.0版,組內(nèi)效果量使用Cohen’s

d

,鑒于ICBT組與對照組樣本量不等,組間效果量我們報告了校正值Hedges’

g

,多重中介效應分析采用 Mplus 7.1 (Muthén &Muthén,2012)。

3 結(jié)果

3.1 被試基本信息

ICBT組完成干預后測共有34人,男女比例為13:21,被試平均年齡20.82歲(標準差：1.62);對照組共 11人完成,男女比例為 4:7,平均年齡 20.55歲(標準差：1.81)。ICBT組與對照組(延遲治療組)的抑郁癥狀(PHQ-9和CES-D)、認知歪曲(ATQ、DAS)和認知偏差(SST)等測量變量在基線水平不存在顯著差異(

p

＞0.31)。

3.2 抑郁癥ICBT的干預效果

研究采用完整個案分析法,時間(前測?后測)為組內(nèi)變量,實驗分組(ICBT和對照組)為組間變量,以自我報告的抑郁水平(CES-D和PHQ-9)作為因變量,分別作混合模型方差分析。研究同時報告了交互效應、主效應和簡單效應結(jié)果(見表1)。

PHQ-9測量結(jié)果顯示,時間主效應顯著(

p

=0.003),提示著PHQ-9在ICBT組和對照組都有顯著變化。而進一步對時間×組別的交互作用分析結(jié)果顯示,

F

(1,43)=5.75,

p

=0.021,提示著,ICBT組PHQ-9降低分數(shù)顯著大于對照組(如圖2所示)。簡單效應組間分析顯示干預后測,ICBT組與對照組在PHQ-9分數(shù)上存在顯著組間差異,

t

(43)=2.28,

p

=0.028,具有中等效果量(

g

=0.79,95% CI=[0.09～ 1.46])。組內(nèi)前后測PHQ-9差異分析顯示,ICBT組前后測有顯著差異,

t

(33)=5.12,

p

=0.001,且具有大效果量(

d

=1.28,95% CI=[0.75～1.80]);對照組前后測差異不顯著。對 CES-D測量結(jié)果分析顯示,時間主效應不顯著(

p

=0.93),但時間×組別的交互作用顯著,

F

(1,43)=10.87,

p

=0.002,提示著,ICBT組CES-D降低分數(shù)顯著大于對照組。簡單效應組間分析顯示,干預后測,ICBT組與對照組在CES-D分數(shù)上存在顯著組間差異,

t

(43)=2.73,

p

=0.014,具有大效果量(

g

=0.90,95% CI=[0.22～1.61])。組內(nèi)前后測CES-D差異分析顯示,ICBT組前后測有顯著差異,

t

(33)=3.33,

p

=0.002,且具有中等效果量(

d

=0.64,95% CI=[0.15～1.12]);對照組前后測差異不顯著。ITT分析結(jié)果與完整個案分析法一致。具體來說,對于兩個抑郁相關變量的測量結(jié)果顯示,存在顯著的時間×組別的交互作用(PHQ:

F

(1,49.74)=6.65,

p

=0.014;CES-D:

F

(1,48.59)=10.49,

p

=0.002)。干預后測組間比較發(fā)現(xiàn),ICBT組抑郁水平(CES-D和PHQ-9)顯著低于對照組(CES-D:

F

(1,43)=7.21,

p

=0.01;PHQ-9:

F

(1,43)=5.14,

p

=0.028)。

除了上述考察抑郁癥ICBT統(tǒng)計學意義上的顯著改變外,我們進一步探索其臨床意義上的有效改變。PHQ-9被認為與DSM-IV抑郁癥的臨床診斷標準較為一致,是評價臨床改變有效的指標(Kroenke&Spitzer,2002)。研究者通過大樣本分析得出,臨床意義上的改變意味著至少PHQ-9上有 5分的改變;干預后PHQ-9低于10分的為部分有效(仍處于輕度抑郁;PHQ-9：5～9分),而低于5分的意味著抑郁癥狀的消失(Kroenke &Spitzer,2002)。根據(jù)這一標準,干預后,ICBT組有18人(52.94%),對照組有1 人(9.09%)有臨床意義上的改變(χ=11.76,

p

＜0.001)。在有臨床意義改變的被試中,ICBT組抑郁癥狀消失的被試有7人(20.59%),部分有效為4人(11.76%),有改變但仍處于中度抑郁(PHQ-9：10～14分)有 7人(20.59%);而對照組 1人雖然有改變?nèi)蕴幱谥卸纫钟?PHQ-9：11分)。

3.3 抑郁癥ICBT對ATQ和DAS改變的作用

以時間為組內(nèi)變量,實驗分組(ICBT和對照組)為組間變量,對ATQ和DAS量表得分進行混合模型方差分析。與對照組相比,ICBT組在ATQ上的時間主效應并不顯著：

F

(1,43)=2.75,

p

=0.104。但時間×組別的交互作用顯著,

F

(1,43)=5.10,

p

=0.029,意味著ICBT組在干預后,ATQ降低分數(shù)顯著大于對照組。然而,ICBT組和對照組在時間主效應(

p

=0.264)和交互效應(

p

=0.296)上都不存在顯著差異,提示著兩組在降低 DAS上并沒有存在顯著差異(如圖2所示)。ITT分析結(jié)果與完整個案分析法較一致(ATQ：

F

(1,43.54)=4.32,

p

=0.044;DAS：

F

(1,52.77)=1.03,

p

=0.315)。簡單效應組間分析顯示,干預后測,ICBT組與對照組在ATQ分數(shù)上存在顯著組間差異,

t

(43)=2.25,

p

=0.030,具有中等效果量(

g

=0.77,95% CI=[0.08～1.45]);而在DAS分數(shù)上兩組間不存在顯著差異,

t

(43)=1.53,

p

=0.134。組內(nèi)前后測ATQ差異分析顯示,ICBT組前后測有顯著差異,

t

(43)=3.79,

p

=0.001,且具有中等效果量(

d

=0.72,95% CI=[0.23～1.21]),在DAS上達邊緣顯著,

t

(43)=2.00,

p

=0.053;對照組在ATQ和DAS上前后測差異都不顯著(見表1)。

圖2 ICBT組與對照組改變效果對比

3.4 抑郁癥ICBT對SST改變的作用

以時間為組內(nèi)變量,實驗分組(ICBT和對照組)為組間變量,對SST得分進行混合模型方差分析。時間主效應不顯著,

F

(1,43)=2.06,

p

=0.158。但對時間×組別的交互作用分析結(jié)果顯示,

F

(1,43)=8.15,

p

=0.007,提示著,ICBT組SST降低消極解釋偏差分數(shù)顯著大于對照組。ITT分析得到與完整個案分析法相似的結(jié)果,

F

(1,48.61)=9.10,

p

=0.004。簡單效應組間分析顯示,干預后測,ICBT組與對照組在SST分數(shù)上存在顯著組間差異,

t

(17.90)=3.12,

p

=0.005,具有大效果量(

g

=1.07,95% CI=[0.37～1.77])。組內(nèi)前后測SST差異分析顯示,ICBT組前后測有顯著差異,

t

(33)=4.44,

p

=0.001,且具有中等效果量(

d

=0.78,95% CI=[0.29～1.28]);對照組前后測差異不顯著(見表1)。

3.5 中介效應分析

使用Preacher和Hayes (2008)所開發(fā)的多重中介檢驗程序考察 ICBT是否通過改變認知歪曲(ATQ、DAS)或解釋偏差(SST),進而導致抑郁癥狀的改變。中介效應顯著是指對間接效應的Z檢驗顯著,并且 95%的置信區(qū)間分布不包含零(Bowler et al.,2012)。設定運算5000次迭代。在分析中,預測變量為組別(0為對照組;1為ICBT組),癥狀量表的總體變化(PHQ和CES-D,Z分數(shù)轉(zhuǎn)化后求平均數(shù))。中介變量為干預后改變的自助思維(ATQ)、功能失調(diào)性態(tài)度(DAS)和解釋偏差(SST)(同時進入每個模型;Z分數(shù)轉(zhuǎn)化)。

研究結(jié)果顯示,總體中介效應顯著(見表2)。正如研究假設,在ICBT條件下,ATQ的改變和SST的提升,都促進了抑郁癥狀的改變。然而,在與對照組比較的條件下,DAS的改變并沒有在ICBT與抑郁癥狀的改變中起中介效應。

對幾個假設的中介變量的效應值對比分析顯示,ATQ的中介效應值顯著大于SST。同時,ATQ和SST的中介效應值也顯著大于DAS。

表2 抑郁癥ICBT中介效應檢驗

4 討論

4.1 干預效果

本研究的第一個目的是通過非等組隨機對照試驗,考察了ICBT(漢化MoodGYM)對中國抑郁癥大學生干預的效果。結(jié)果顯示,在統(tǒng)計學意義上,無論是采用完整個案分析法,還是保守的意向治療分析法,干預后ICBT組都具有顯著的改變。同時,在臨床意義上,抑郁癥ICBT也具有一定的療效。

根據(jù)研究者界定的效果量大小標準(0.8為大效果量;0.5為中等,0.2為小效果量) (Cohen,1988),本研究大學生抑郁的ICBT干預具有中到大的效果量(CES-D,

d

=0.93;PHQ-9,

d

=0.79)效果量,這一結(jié)果跟一些同樣使用 MoodGYM 干預程序且樣本采用大學生群體(Ellis,Campbell,Sethi,&O'Dea,2011;Sethi,Campbell,&Ellis,2010)的西方研究結(jié)果是較為一致的,略高于最近對抑郁癥 ICBT干預文獻(來源于50篇文獻,42項RCT研究)的元分析結(jié)果(

d

=0.53,95%CI:0.44～0.62) (任志洪,江光榮,2014)。同時,我們也注意到前人一些研究采用臨床樣本(Twomey et al.,2014) (

d

=0.19)、低于18周歲的青少年樣本(Calear,Christensen,Mackinnon,Griffiths,&O'Kearney,2009) (

d

=0.15)和年齡較大的社會群體樣本(Powell et al.,2013) (

d

=0.20)的干預效果量都較低。MoodGYM在大學生樣本較高的干預效果量,提示著其在大學生群體的更好適用性。有研究者認為,ICBT在大學生群體中更好的干預效果可能跟大學生對信息技術(shù)較為熟悉,具有利用計算機資源的便利性,并且對 ICBT的治療態(tài)度較為積極有關聯(lián)(Lintvedt et al.,2013)。

4.2 機制

本研究的第二個目的是考察ICBT對負性自動思維、功能失調(diào)性態(tài)度和解釋偏差的干預效果及其中介作用。已有的研究發(fā)現(xiàn),自動化思維在CBT干預后測中,不管是網(wǎng)絡化干預(

d

=1.59)還是面對面干預(

d

=0.52),都具有顯著的下降(Wagner,Horn,&Maercker,2014)。而本研究進一步發(fā)現(xiàn),被試不僅在外顯、有反思的、自陳式量表測量獲取的負性自動思維(ATQ)有顯著下降,而且在加載了認知負荷、內(nèi)隱的、直接針對認知測量所獲得的消極解釋偏差(SST)也顯著降低。多重中介效應檢驗還發(fā)現(xiàn),相較之對照組,ICBT組同時促進負性自動思維(ATQ)和消極解釋偏差(SST)的降低,進而導致抑郁癥狀的緩解?？梢?ICBT基于用戶視頻、音頻和交互練習的多媒體形式,可以更好鼓勵和加強被試的學習。這些方法可以使用戶更好理解認知治療的原則,并且在實踐中練習技術(shù),從而促進負性自動思維的降低,以更積極的態(tài)度來解釋模糊情境,進而緩解了抑郁癥狀。

值得注意的是,相較之對照組,抑郁癥 ICBT雖然也促進了當事人功能失調(diào)性態(tài)度(DAS)的改變,但其中介效應檢驗并不顯著。這可能有三個原因,其一是在認知模型中,認知可以分為自動思維、中間信念和核心信念,由表層至深層(Beck &Dozois,2011)。我們認為ICBT的短期干預,可能只對自動思維和解釋偏差這兩個表層的認知起作用,而并沒有足夠的時間去完成超過自動思維水平的認知工作,而功能失調(diào)性假設態(tài)度明顯與更深層的中間信念(態(tài)度、規(guī)則和假設)和核心信念相關聯(lián)。其二,相較之自動思維,功能失調(diào)性假設態(tài)度的特異性較低,比如抑郁病人與精神病患者在功能失調(diào)性假設態(tài)度上差異不顯著,而要短期促進后者的改變可能并不真實(Warmerdam et al.,2010)。其三,功能失調(diào)性態(tài)度在抑郁癥ICBT中可能起著調(diào)節(jié)作用。已有研究(Donker et al.,2013) 發(fā)現(xiàn),基線更低的功能失調(diào)性態(tài)度,干預后的抑郁癥狀改善效果越好。甚至是控制了前測的抑郁水平后,更高前測水平的功能失調(diào)性態(tài)度,在后測中,不管是病人自評還是主試評價的抑郁水平都下降較少(Sitnikov,Rohan,Evans,Mahon,&Nillni,2013)。一種可能的解釋是,功能失調(diào)性態(tài)度調(diào)節(jié)著ICBT對抑郁的干預效果：被試功能性失調(diào)態(tài)度越高,將導致被試在干預中信息吸引過程存在更高的偏差,從而較少從干預中獲益。

4.3 局限

本研究中被試脫落率較高(27.42%)。在 ICBT相關干預研究中,高脫落率是一個普遍的問題,有研究甚至達到74% (Powell et al.,2013)。對于ICBT干預的高脫落率,目前至少存在著三種觀點：其一是,干預周期過長可能是導致 ICBT研究被試脫落率高的原因之一(Hind et al.,2010)。且有研究發(fā)現(xiàn),在短期干預的情況下,ICBT使用指數(shù)(登錄次數(shù),花費時間和瀏覽心情日記的次數(shù))和干預效果呈正相關,而長期干預效果和使用指數(shù)相關不顯著(de Graaf,Huibers,Riper,Gerhards,&Arntz,2009)。其二是有研究者認為,這可能跟 ICBT干預方式通常是網(wǎng)絡自助式有關,缺乏治療師與當事人的面對面交流,因此無法建立咨詢同盟。而良好的咨詢同盟有助于激勵當事人完成干預,同時也與治療效果有密切的關聯(lián)。因此,有研究者建議 ICBT應該有治療師輔助干預,以降低脫落率,提高依從性,提升治療效果。最近的兩項抑郁癥ICBT元分析也發(fā)現(xiàn)有支持(不僅是咨詢師,甚至是一些非專業(yè)人員支持)都能顯著提升干預效果(Richards &Richardson,2012),但元回歸(meta-regression)分析發(fā)現(xiàn),脫落率對影響治療效果并不顯著(任志洪,江光榮,2014)。其三是現(xiàn)有的 ICBT程序大多數(shù)采用E-Learning的線性學習模式,交互設計較少。有研究者建議將來軟件開發(fā)需要更多的交互,吸引當事人,提升依從性(Eells,Barrett,Wright,&Thase,2014)。

本研究也存在著一些方法上的局限。比如：(1)采用了短期干預,可能將限制了被試從MoodGYM中獲益,當然已有的兩項研究表明3周的短期干預是有效的(Ellis et al.,2011;Sethi et al.,2010)。在盡量不降低干預效果的條件下,短期干預讓被試可以在較短時間內(nèi)突然獲益(Sudden Gain),是可選的干預方式之一。(2)樣本較少。根據(jù)一些研究者的建議(Faul,Erdfelder,Lang,&Buchner,2007),如果要80%的效能(α=0.05顯著水平,雙側(cè))檢測出干預后測兩組間的0.5差異(

d

值,中等效果量),至少需要128名被試。但如前所述,抑郁患者求助動機較低,因此參與本研究的樣本相對較小,有待后續(xù)大樣本的研究。(3)癥狀結(jié)果依賴于被試自我報告。雖然被試入組時不僅通過量表測量了抑郁水平,還經(jīng)臨床精神科醫(yī)生半結(jié)構(gòu)化的電話診斷評估,干預后也評估了被試抑郁水平在臨床意義上的改變,但干預后測改變效果并沒有基于精神科醫(yī)生/治療師的臨床評價或是使用客觀的行為指標評價。(4)本研究只是從統(tǒng)計上檢驗了自動思維(ATQ)和解釋偏差(SST)二者在抑郁癥ICBT治療中的中介作用,限于假定的中介變量與結(jié)果變量的測量并非具有時間序列效應,三者之間是否存在因果關系,仍需進一步研究考證。(5)最后,缺乏追蹤數(shù)據(jù)的收集,意味著該研究結(jié)果僅適用于短期,長期效果有待進一步考察。

4.4 本研究的應用價值及啟示

雖然本研究 ICBT (MoodGYM)對中國抑郁癥大學生干預具有中等到大的效果量,但在臨床意義上僅有20.59%是有效的,11.76%部分有效。更值得注意的是,在247個各高校初步評估為抑郁的當事人中,僅有1/3同意接受邀請參與ICBT干預,且是在有適當報酬的條件下。不少研究報告了大學生對ICBT的較高接納性(Twomey et al.,2014),但是這些評估僅是針對已參加研究者的態(tài)度評價,并非來自大部分抑郁個體的整體反饋。當然,抑郁癥患者求助動機較低也是正常表現(xiàn),缺乏動機是抑郁癥的重要特征之一(Kivi et al.,2014)。抑郁的認知三聯(lián)征即表現(xiàn)為對自身、周圍世界及未來三方面的消極評價,產(chǎn)生無望感,進而行動動機缺乏。即便抑郁癥ICBT是有效的,但前提是當事人愿意參與干預。因此,如何激活抑郁癥患者主動求助動機,自愿參與ICBT干預,是將來研究需要面對的較大問題。最近幾年出現(xiàn)的直接對抑郁癥的認知偏差進行矯正訓練的模式雖然有效性結(jié)論不一(Cristea et al.,2015),但這種無意識的“自下而上”的干預,應該適合在干預初期使用,可能在一定程度上降低當事人的阻抗,激活當事人參與干預動機。而 ICBT這種“自上而下”的模式,需要當事人有意識主動學習的“教育”模式可以考慮置于 CBM 干預之后,于干預的中后期使用。

總體上來說,鑒于其效果量有限和高脫落率,諸如MoodGYM之類的自助式ICBT程序,并不能像面對面心理治療那樣,作為一線的治療手段。但是,就中國大學生應用而言,學生心理咨詢中心通常專業(yè)服務人員較為匱乏,無法滿足數(shù)量龐大的大學生群體的心理服務需求。而畢竟自助式ICBT具有一定的治療效果,而且可以面對較大的群體。因此,ICBT至少在以下兩種場景可以得到較好的運用。一是,正如一些學者所建議的,ICBT應該適合作為傳統(tǒng)心理治療的額外補充手段(Twomey et al.,2014)。比如,當?shù)谝淮蜗虍斒氯私榻B ICBT程序,我們清楚意識到他是新的被訓練者,需要讓他了解ICBT及其研究證據(jù)支持。需要鼓勵用戶和喚起他的希望。介紹完之后,通過計算機給用戶呈現(xiàn)更多關于CBT的信息,并且進行基本的心理教育。讓用戶能夠意識到,計算機程序可以教當事人基本的CBT模型,包括如何識別和修正自動思維,如何使用活動安排表和分級任務分配,和如何去識別和修正圖式。這些當事人在計算機上學習的內(nèi)容,可以在臨床面對面干預中再給予強化。在這里,ICBT成了治療師有效的輔助工具,而不是對傳統(tǒng)心理治療的替代(Eells et al.,2014)。二是,我們認為當前ICBT也可定位在傳統(tǒng)藥物與心理治療之前,作為梯度治療模型(stepped care model) (Scogin,Hanson,&Welsh,2003)的自助式初級干預。也就是說,抑郁當事人可以事先自主選擇 ICBT進行自助式干預,如果效果不理想,再轉(zhuǎn)而尋求其他面對面式心理治療或藥物?？傊?不管是作為補充或是自助式初級干預,大學生心理咨詢中心試驗性使用 ICBT,都將有助于提升大學生尋求心理服務的便捷性,在一定程度上緩解當前求助與咨詢供需不平衡的局面。

當然,在 ICBT實踐應用中,還應該注意到以下幾個問題：其一,許多的 ICBT課程是通過計算機自動化呈現(xiàn)的,所有的當事人都接受一樣的內(nèi)容。在每個單元,呈現(xiàn)文本或圖像信息的形式說明干預技術(shù),接著是家庭作業(yè),這樣促使當事人把學習的知識應用于生活實踐。但所有的當事人干預內(nèi)容都一樣,對于較嚴重的當事人或是共病患者,并沒有提供額外的干預內(nèi)容(Andrews &Williams,2014)。其二,ICBT無法提供諸如共情、情感反應、關懷或者人際合作等面對面咨詢獨有的特征(Eells et al.,2014)。這也可能導致一些需要與咨詢師情感聯(lián)結(jié)的當事人,因無法在非接觸式干預中獲得情感滿足,而對 ICBT產(chǎn)生負面評價。其三,外部效度仍需進一步提升。許多抑郁癥ICBT研究都是基于實驗研究,選取特定群體的被試,而從實驗研究遷移到臨床或面向普通大眾使用,還需要進一步的研究證據(jù)支持。最后,倫理問題需謹慎,特別是基于網(wǎng)絡化的ICBT干預。這些問題包括當事人潛在的自殺風險或其他的危險因素、保密限度和治療師對ICBT的掌握能力等(Eells et al.,2014)。

5 結(jié)論

(1) MoodGYM 對中國大學生抑郁的網(wǎng)絡化自助干預具有中到大的效果量,脫落率較高;

(2) MoodGYM 也顯著降低抑郁患者的負性自動思維、消極解釋偏差和功能失調(diào)性態(tài)度;

(3)自動思維和解釋偏差二者的改變在抑郁癥的 ICBT療效中起中介作用,功能失調(diào)性態(tài)度改變的中介效應不顯著。

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