喪親人群網絡化心理干預效果的系統綜述與元分析

摘" 要" 網絡化心理干預近年來逐漸應用于改善喪親人群的心理健康狀況， 系統考察其干預效果及其調節因素有助于指導臨床實踐。這項研究通過文獻檢索與篩選， 選取了47個喪親人群網絡化心理干預研究， 其中19項隨機對照試驗滿足了元分析標準（N = 1222）， 元分析共包括68個效應值。結果發現， 干預對總體心理健康的效應達到顯著的中等水平（g = 0.54; 95% CI = [0.39， 0.70]）; 具體而言， 干預對病理性哀傷（g = 0.56; 95% CI = [0.39， 0.74]）、抑郁（g = 0.51; 95% CI = [0.36， 0.67]）和創傷后應激（g = 0.63; 95% CI = [0.45， 0.81]）癥狀的改善都達到顯著的中等效果。在改善總體心理健康水平方面， 未使用意義建構、干預次數大于或等于10次和給予治療反饋的網絡化心理干預效果更好， 干預頻率為一周多于一次的干預效果要好于一周一次。但是， 理論取向、干預過程中是否包含暴露練習、認知重構和行為激活的干預策略、是否設置提醒以及脫落率的高低均不存在調節作用。本研究說明網絡化心理干預對改善喪親人群的心理健康狀況效果較為理想， 并且在不同條件下網絡化心理干預具有不同的效果。

關鍵詞" 喪親， 網絡化心理干預， 病理性哀傷， 創傷后應激障礙， 抑郁

分類號 "R395

1" 引言

喪親是指個體在生活中失去所愛的人。研究發現， 喪親人群容易出現一系列身心健康問題， 包括身體上出現頭痛、頭暈和消化不良等癥狀， 心理上出現自殺意念、孤獨和失眠等癥狀（Stroebe et al.， 2007）。這一系列情緒、行為和認知上的反應被稱為“哀傷”。隨著時間的流逝， 大部分喪親者的哀傷反應會逐漸減弱（Jordan amp; Litz， 2014）。然而， 小部分喪親群體可能難以在6個月或12個月內調整哀傷情緒， 長時間地沉浸在哀傷中并出現日常功能受損， 影響自己的正常生活。這類異常的哀傷反應是“病理性哀傷” （Horowitz et al.， 1993）， 曾被命名為“復雜性哀傷” （Prigerson et al.， 1995）和“創傷性哀傷” （Prigerson et al.， 1999）。最新修訂的《精神障礙診斷與統計手冊（第5版?文本修訂版）》（Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders， Fifth Edition， Text Revision， DSM-5-TR） （American Psychiatric Association， 2022）和《國際疾病分類（第11版）》（International Classification of Diseases， ICD-11） （World Health Organization， 2018）將這種狀況定義為延長哀傷障礙（prolonged grief disorder， PGD）。一項元分析顯示， PGD患病率總體約為6.8%～14% （Lundorff et"al.， 2017）。在中國， 喪親成年人中PGD患病率約為1.8%～13.9% （He et al.， 2014; Li amp; Prigerson， 2016）， 其中失去獨生子女的父母的PGD患病率高達35.5% （Zhou et al.， 2020）。除了病理性哀傷癥狀的出現， 喪親人群的抑郁癥患病率也需要重視， 25%～45%的喪親者出現輕度抑郁癥狀， 10%～20%的人抑郁癥狀達到臨床水平（Stroebe et al.， 2007）。此外， 喪親事件屬于毀滅性經歷（Neria et al.， 2007）， 在某些情況下導致喪親群體產生創傷后應激障礙（posttraumatic stress disorder， PTSD）的癥狀。例如， 經歷親友意外死亡的人PTSD患病率為5.2% （Atwoli et al.， 2017）， 而中國失去獨生子女的父母PTSD的綜合患病率高達46.8% （Wang et al.， 2021）。因此， 當前的研究主要將病理性哀傷、抑郁和PTSD這三項喪親后的主要心理癥狀作為喪親人群總體心理健康水平的指標。

近年來， 針對喪親人群的心理治療不斷發展。主要針對面對面心理干預進行干預效果分析的研究發現， 對于喪親人群的心理干預可以顯著地減輕其病理性哀傷癥狀， 改善其心理健康， 并且這種積極作用具有持續性（Johannsen et al.， 2019; Wittouck et al.， 2011）。2019年新冠肺炎疫情爆發后， 死亡的人口大量增加， 截至2024年5月19日， 全球已有超過700萬人因新冠疫情而死亡（World Health Organization， 2024）。由于死亡人口增多和疫情期間喪親的人存在嚴重心理危機（例如， 病理性哀傷癥狀的發生率高達45.1%; Kustanti et al.， 2023）， 喪親者心理干預需求急劇增長。然而， 為了限制疫情傳播， 各國社交隔離措施增加， 心理健康服務從業者通過面對面方式提供干預和支持的機會減少。這促使他們將服務從線下轉移到線上， 催生了網絡化心理服務的激增（Feijt et al.， 2020）。針對喪親人群的網絡化心理干預也逐漸增多。

作為新的干預方式， 網絡化心理干預可能可以作為面對面心理干預的補充， 以滿足喪親服務的需求。然而， 當前對網絡化心理干預的療效如何的研究較少， 因此本研究將通過系統綜述和元分析， 系統梳理網絡化心理干預對喪親人群心理健康的效果。

1.1 "網絡化心理干預

網絡化心理干預一般是指依托于網絡平臺和心理干預方法而設計的一系列干預程序， 往往以網站、電子郵件和APP等作為技術支撐， 通過文本、視頻或音頻的方式呈現干預內容， 目前這種干預程序應用范圍已覆蓋從促進心理健康、預防心理障礙到全面治療心理障礙等多個領域（Andersson et al.， 2019; Ebert et al.， 2018）。根據是否與治療師接觸， 可將網絡化心理干預分為自助和治療師輔助兩種類型， 而治療師輔助型又可以進一步分為實時型和延遲型， 前者通過電話、視頻或短信與參與者即時通信， 后者一般通過電子郵件對參與者進行提醒和反饋， 有時兩種方式共同采用（Andersson amp; Titov， 2014）。相比于面對面心理干預， 網絡化心理干預具有可及性高、使用便利、費用低廉等眾多優勢（Andrews amp; Williams， 2014）， 不僅能讓喪親者在隨時隨地通過電子設備獲得心理服務（Griffiths amp; Christensen， 2007; Hayward et al.， 2007）， 而且減少基礎設施所需要的成本（Aboujaoude et al.， 2015）。此外， 網絡化心理干預具有匿名性， 有助于降低喪親者的病恥感， 促進喪親者更好地參與治療（Rochlen et al.， 2004）。越來越多的研究表明， 網絡化心理干預對大多數心理障礙有良好的干預效果， 與面對面干預一樣有效（Andrews et al.， 2010; Barak et al.， 2008）。

1.2 "喪親人群網絡化心理干預

1.2.1 "喪親人群網絡化心理干預方案

早期針對喪親人群的網絡化心理干預主要以認知行為療法（cognitive behavior therapy， CBT; Litz et al.， 2014; Sveen et al.， 2021; van der Houwen et al.， 2010; Wagner et al.， 2006）為理論取向。干預內容通常由暴露（自我對抗）、認知重評和社會分享三個階段組成（Kaiser et al.， 2022; Kersting et al.， 2013; Lange et al.， 2003）， 也包括認知重構和整合與恢復的模塊（Treml et al.， 2021; Tur et al.， 2022; Wagner et al.， 2006）。近年來， 一些創新的干預方案將CBT和哀傷理論相結合作為理論基礎， 例如雙過程模型（Brodbeck et al.， 2019）和Worden的哀傷任務模型（Dominguez-Rodriguez et al.， 2023）， 也拓展到發展焦點解決短期治療和意義建構為方法的藝術治療（Park amp; Cha， 2023）和結合鍛煉、正念培養以及社會分享的線上瑜伽干預（Huberty et"al.， 2020; Sullivan et al.， 2022）等。

喪親人群的網絡化心理干預已針對不同的喪親群體進行開發， 如因癌癥（Kaiser et al.， 2022; Sveen et al.， 2021）或交通事故（Lenferink et al.， 2023）喪失親友的人、圍產期失去孩子的母親（Capitulo， 2004; Gold et al.， 2021）、自殺者的親友（Treml et al.， 2021; Wagner， Grafiadeli et al.， 2022）和有社交焦慮障礙的喪親者（Avramchuk et al.， 2023）等， 干預對象年齡覆蓋至18歲以下的兒童、青少年（Krysinska et al.， 2023）和55歲以上的老年人（Godzik et al.， 2021）。同時， 部分研究還考慮到新冠肺炎疫情這一重大突發事件的背景（Dominguez- Rodriguez et al.， 2023; Reitsma et al.， 2023; Schrauwen， 2021; Yu et al.， 2022）， 針對不同的情況對網絡化心理干預方案進行了調整和優化。

1.2.2" 喪親人群網絡化心理干預效果

現有的兩項研究初步考察了喪親人群網絡化心理干預的總體效果（Wagner et al.， 2020; Zuelke et al.， 2021）。通過對6篇和7篇隨機對照試驗的元分析， 兩項研究顯示， 網絡化心理干預對喪親者的病理性哀傷和PTSD癥狀呈顯著的中到大效應（病理性哀傷：g = 0.54; PTSD：g = 0.86、g = 0.82）， 對抑郁癥狀的影響則較小（抑郁：g = 0.44）。但由于納入元分析的文獻少， 兩篇文章結論的可靠性仍待進一步研究。

1.3 "研究目的

1.3.1 "評估網絡化心理干預對改善喪親者心理健康的效果

在以往的研究中， 對喪親人群的心理干預主要是面對面的干預方式， 網絡化心理干預在近年來才得以受到關注， 因此關于網絡化心理干預的研究比較少。而針對喪親人群的網絡化心理干預治療效果的元分析更少， 在已有的元分析研究（Wagner et al.， 2020; Zuelke et al.， 2021）中， 存在以下局限：第一， 所納入的文獻數量少， 納入研究文獻數量k = 9， 這可能會導致研究結論的穩定性和外部效度較低， 無法深入評估發表偏倚風險和異質性。第二， 所納入文獻發表時間截止至2020年1月9日， 該時間點之后網絡化心理干預快速發展， 不少研究者進行隨機對照試驗并發表文章， 卻未能被評估。因此， 需要重新系統梳理網絡化心理干預對改善喪親者心理健康的效果。具體而言， 本研究希望評估網絡化心理干預是否能顯著減輕喪親者的病理性哀傷癥狀、抑郁癥狀和PTSD癥狀， 改善其總體心理健康。

1.3.2" 探索網絡化心理干預的調節變量以指導干預

喪親人群網絡化心理干預的干預效果受部分調節變量影響， 但對干預過程變量的調節作用的探索很少。干預過程通常包括干預內容和干預設置。

干預內容上， 理論取向和干預策略可能調節喪親人群網絡化心理干預的效果。以往對面對面CBT進行元分析發現， CBT對治療抑郁、焦慮和壓力等各類心理障礙都有效， 有時甚至比其他心理治療理論更有效（Hofmann et al.， 2012）。許多網絡化心理干預也以CBT為主要理論取向。一項網絡化壓力干預的元分析已發現， 采用CBT理論取向的干預效果好于以其他理論為基礎的干預（Heber et al.， 2017）。然而， 在喪親人群網絡化心理干預中CBT是否比其他理論取向更有優勢這一問題還有待探索。此外， 雖然大多數喪親人群網絡化心理干預都采用認知行為療法作為理論取向， 但各個研究在具體干預策略的運用上存在差異， 例如， Sveen等（2021）只采用了行為激活的干預策略， 而Reitsma等（2023）使用了暴露、認知重構和行為激活等多種干預策略。干預策略上的異質性可能導致干預效果的不同。值得注意的是， 部分喪親人群網絡化心理干預還加入了意義建構的干預策略（Park amp; Cha， 2023; van der Houwen et al.， 2010; Wagner et al.， 2006; Wagner， Grafiadeli et al.， 2022）。意義建構認為在個體經歷喪親之后， 喪親者需要調整或重建他們的世界（Coleman amp; Neimeyer， 2010）。在其他領域， 意義建構的有效性已得到檢驗。意義中心心理療法（Meaning Centered Psychotherapy， MCP）被發現能有效改善癌癥患者的抑郁和焦慮癥狀（Dietrich et al.， 2021）。在增加癌癥幸存者生活意義與目標等方面， MCP甚至比CBT的效果更好（Marco et al.， 2024）。此外， 已有研究初步發現意義建構能改善喪親者的延長哀傷和抑郁癥狀（Lichtenthal et al.， 2019）， 因此， 意義建構的干預策略是否影響喪親人群網絡化心理干預效果也是值得探討的問題。

干預設置上， 本研究探索干預次數、干預頻率、治療反饋、治療提醒和脫落率是否影響觀察到的網絡化心理干預療效。第一， 以往研究發現干預時長對網絡化心理干預的效果具有調節作用， 但結論并不統一。在針對PTSD的網絡化心理干預元分析發現， 干預時長越長， 干預效果越好（Sijbrandij et al.， 2016）。而對抑郁和壓力的網絡化心理干預的元分析則發現短時間的干預比長時間的干預更好（Cowpertwait amp; Clarke， 2013; Heber et"al.， 2017）。這一方面可能反映不同癥狀改善對干預時長的需求存在差異， 另一方面可能是因為忽略了其中與之相關的干預次數和干預頻率的影響。因此， 在喪親人群網絡化心理干預中進一步探索干預次數和干預頻率的影響具有重要價值。干預次數和干預頻率的不同可能導致干預效果的差異。第二， 以往針對抑郁和PTSD人群的網絡化心理干預元分析皆表明， 治療師輔助的網絡化心理干預的效果要好于網絡化自助心理干預（Cowpertwait amp; Clarke， 2013; Sijbrandij et al.， 2016）。治療師輔助通常體現在治療師會在干預過程中向參與者提供治療反饋。因此， 可能是因為與治療師的接觸可以增強完成網絡化心理干預的動力， 提升參與者的依從性（Andersson amp; Titov， 2014）。根據這一解釋， 治療反饋可能同樣地增強喪親人群網絡化心理干預的效果。第三， 為了進一步提升參與者的依從性， 一些喪親人群網絡化心理干預還設置了治療提醒， 促進參與者完成干預目標。例如一項對于新冠疫情期間喪親者的網絡化心理干預發現， 盡管只設置了鼓勵喪親者繼續參與的提醒郵件而不提供治療反饋， 干預也能顯著改善喪親者們的心理健康（Reitsma et al.， 2023）。設置治療提醒可能幫助參與者連貫和完整地接收干預內容， 提升干預效果。第四， 對抑郁的網絡化認知行為療法的元分析發現， 較高的干預完成率與更大的干預效應有關（Wright et al.， 2019）。完成干預計劃的參與者較多， 可能反映干預能夠滿足多數參與者改善心理健康的需求， 使得干預效果更好。因此， 相比于較高脫落率的喪親人群網絡化心理干預， 較低脫落率的可能在干預效果上表現更好。

在Wagner等（2020）的元分析中， 對調節變量的分析涉及了干預過程中的治療方法、干預次數、治療反饋和脫落率， 發現不僅干預次數對病理性哀傷癥狀的改善有顯著調節作用， 治療反饋也顯著調節了抑郁癥狀的改善效果。然而， 該研究納入的文獻過少， 結論可靠性有待進一步驗證。在另一項關于病理性哀傷干預對年輕人焦慮和抑郁癥狀的干預效果元分析中（Breen et al.， 2023）， 同樣發現了中長療程的干預（gt; 10次）比短療程的干預更有效， 但是該元分析納入了非隨機對照試驗設計的研究， 可能使得研究結果有偏差。因此， 總體而言， 喪親人群網絡化心理干預的干預效果受哪些干預過程影響仍是需要探索的問題。本文希望從理論取向、干預策略、干預次數、干預頻率、治療反饋、治療提醒和脫落率這7個維度探索影響網絡化心理干預效果的調節變量。

綜上， 本研究將通過系統綜述和元分析， 系統梳理網絡化心理干預對喪親人群心理健康的干預效果， 并厘清其影響因素， 探討網絡化心理干預的調節變量。

2 "研究方法

本研究已在PROSPERO平臺上進行了預注冊（注冊編號：CRD42023438438）。

2.1 "文獻檢索

本研究對文獻進行了系統的檢索， 分為三個步驟：首先， 分解檢索內容并確定各部分的關鍵詞：干預研究（intervention， treatment， therapy， support）、干預媒介（Internet， online， web， virtual）、干預對象（bereaved， bereavement， grief， suicide）; 第二， 各部分內使用布爾邏輯詞“OR”、各部分間使用布爾邏輯詞“AND”， 在PubMed、PsycINFO、EMBASE、CINAHL、SCOPUS、Web of Science、中國知網、萬方和維普數據庫中檢索摘要中包含上述關鍵詞組合的文獻; 最后， 采用反向滾雪球（reverse snowballing）搜索策略， 瀏覽相關文獻的參考文獻列表以及引用了相關文獻的研究， 從而檢索出關鍵詞檢索中可能遺漏的文獻。檢索時間范圍為2000年1月至2023年8月， 這一時間范圍與互聯網的發展時間一致， 也用于其他網絡化心理干預的綜述中（Shim et al.， 2017）。最后一次檢索的時間是2023年8月16日。

2.2" 納入與排除標準

納入標準為：（1）英文或中文文獻; （2）干預組被試包含喪親個體即可納入系統綜述。由于ICD-11和DSM-5-TR目前將喪親定義為失去重要或親密他人（American Psychiatric Association， 2022; World Health Organization， 2018）， 研究中被試的喪失對象需為人類。當干預組中混合喪親者和其他個體時將致信該文獻的通訊作者以獲得喪親者的獨立數據集。最后， 僅有符合隨機對照試驗標準且干預組和對照組皆為喪親個體的文獻數據才會被納入元分析; （3）研究類型為實證型干預研究; （4）使用網絡化心理干預， 其中將心理干預定義為“根據已建立的心理學原則， 在參與者知情的情況下有意地應用臨床方法和人際關系立場， 以幫助參與者按照他們認為可取的方向改變他們的行為、認知、情緒和/或其他個人特征” （Campbell et"al.， 2013; Cuijpers et al.， 2023）; （5）至少測量了一個結果變量來反映被試在干預前后的變化。排除綜述、個案報告、評論、通訊、編輯社論以及無法通過數據庫檢索、圖書館檢索或致信通訊作者獲得全文的研究。

2.3 "文獻篩選過程與結果

如圖1所示， 文獻篩查包括檢索、篩選和納入3個階段。兩名評價者（本文第二和第三作者）依據納入和排除標準獨立進行篩查， 對于不確定的文獻， 由其導師（第一作者）確定最終納入元分析的文獻。其中， 符合要求文獻共19篇， 總樣本量為1222人。

2.4" 數據提取與質量評估

提取并編碼每篇文獻的特征和納入分析的結果數據。文獻特征編碼包括：（1）出版特征：作者; 年份; （2）干預特征：研究設計（a.隨機對照試驗; b.其他）; 理論取向（a.認知行為療法; b.其他）; 網絡化干預方式; 干預內容; 測量時間點; 干預策略（a.暴露; b.認知重構; c.行為激活; d.意義建構）; 干預次數; 干預周數; 干預頻率（次/周）; 治療反饋和提醒; （3）對象特征：被試類別; 研究分組; 脫落率; （4）結果測量：總體心理健康水平（a.病理性哀傷癥狀; b.抑郁癥狀; c. PTSD癥狀）。

采用van Tulder等（2003）的方法對納入文獻進行質量評估。該方法基于Cochrane協作小組的建議產生， 曾被用于網絡化干預的評估。參考過往研究， 刪除了一個會對結果產生偏差的不適用條目（Wagner et al.， 2020）。根據評估標準， 評分等級分為“是”、“否”和“不清楚”， 如果一項研究有8項或8項以上符合“是”的評分（即滿足至少三分之二的標準）， 則該研究的質量被評價為良好。每篇文獻由兩名評估者（本文第二和第三作者）獨立進行評估， 對于評價不一致之處， 重新閱讀原文并邀請第一作者參與討論直到達成一致。最后， 計算干預組的脫落率， 與其他研究對比以進一步評價納入研究的質量。

2.5 "效應值計算

本研究采用Comprehensive Meta Analysis （CMA） 3進行元分析， 使用Cohen’s d的修正量標準化均值差Hedge’s g作為干預組和對照組差異的效應值。因為部分研究的隨機對照試驗不僅包括一個干預組與對照組， 為避免元分析過程中對照組的“雙重計算”而造成分析錯誤， 我們使用了以下公式對同一研究中的不同干預組結果進行合并：

對于結果變量， 本研究提取每個研究在病理性哀傷、抑郁和PTSD癥狀上的測量結果分別計算效應值， 然后使用CMA將每個研究中的各效應值合并， 得到代表該研究總體心理健康水平改善程度的效應值。因此， 如果一個研究涵蓋病理性哀傷、抑郁和PTSD癥狀這三個結果變量， 則該研究共有4個效應值。部分研究文獻只報告了一個結果變量各分量表的均值與標準差， 沒有報告總量表的均值與標準差。因此本研究也利用CMA對其各分量表結果的效應值進行合并， 從而保證每次元分析中每個結果變量只對應一個效應值。

2.6" 模型選定與異質性分析

由于本研究納入的文獻在研究對象、干預策略以及結果測量方式等諸多方面存在差異， 為了實驗結果能與現實更吻合， 我們選擇了隨機效應模型而非固定效應模型進行元分析。采用Q檢驗和I²統計量來檢驗研究間的異質性。Q值顯著表示研究之間存在異質性; I²描述研究之間的方差在總體方差中所占比例， I²為0%～40%表明研究呈低異質性， 30%～60%表明研究呈中等程度異質性， 50%～90%說明研究的異質性較高， 75%～100%說明研究的異質性相當高（Deeks et al.， 2023）。

2.7" 發表偏倚檢驗

發表偏倚指的是有統計學意義的研究結果更容易發表， 而沒有統計學意義的研究結果常常無法發表， 發表偏倚導致元分析常常難以收集到無統計學意義的研究結果而造成納入的研究與實際的研究存在系統性的誤差。發表偏倚是客觀存在且難以避免的（Reed et al.， 2015）。本研究采用了漏斗圖法（Light amp; Pillemer， 1984）、Egger線性回歸（Egger et al.， 1997）和剪補法（Duval amp; Tweedie， 2004）來檢測發表偏倚。

3" 結果

3.1 "文獻納入

如圖1所示， 本研究從數據庫中檢索獲得了16938篇文獻， 其中中文文獻1299篇， 英文文獻15639篇， 刪除重復文獻后獲得9404篇。經過標題、摘要的初步篩選和閱讀全文， 共選取納入文獻47篇。47篇文獻中有19篇為隨機對照試驗文獻。

3.2 "對納入文獻的描述

網絡版附表1對文獻的基本信息進行了概述。47篇文獻中， 27篇文獻通過社交媒體和發送在線廣告等網絡途徑招募喪親者。各文獻的樣本量差異較大， 例如， Cheatley等（2022）作為一項開放試驗僅招募7名喪親者， 而van der Houwen等（2010）共納入757名喪親者進行隨機對照試驗。招募的干預對象主要為女性， 占比在42.86%至100%之間， 年齡范圍為12.22歲（±0.47）至66.20歲（±1.85）， 4篇文獻針對喪親老年人進行干預（Brodbeck et al.， 2022; Brodbeck et al.， 2019; Godzik et al.， 2021; Knowles et al.， 2017）， 2篇文獻的研究對象為兒童或青少年（Hill et al.， 2023; Krysinska et al.， 2023）。各文獻招募的被試喪親類型不同， 3篇文獻針對經歷喪偶的喪親者進行干預（Brodbeck et al.， 2022; Brodbeck et al.， 2019; Knowles et al.， 2017）， 9篇文獻針對經歷喪失孩子的父母進行干預（Capitulo， 2004; Eklund et al.， 2022; Gold et al.， 2021; Gold et al.， 2022; Huberty et al.， 2020; Kersting et al.， 2011; Kersting et al.， 2013; Lehmann et al.， 2022; Sullivan et al.， 2022）， 其中7篇文獻針對圍產期喪失的母親進行干預（Capitulo， 2004; Gold et al.， 2021; Gold et al.， 2022; Huberty et al.， 2020; Kersting et al.， 2011; Kersting et al.， 2013; Sullivan et al.， 2022）， 2篇文獻針對喪失兄弟姐妹的喪親者進行干預（Hiemeyer et al.， 2022; Wagner， Hofmann， amp; Maass， 2022）， 4篇文獻針對由于癌癥喪失親人的喪親者進行干預（Kaiser et al.， 2022; Kaiser et al.， 2023; Litz et al.， 2014; Sveen et al.， 2021）， 4篇文獻針對由于自殺喪失親人的喪親者進行干預（Krysinska et al.， 2023; Schmidt， Treml et al.， 2023; Treml et al.， 2021; Wagner， Grafiadeli et al.， 2022）。喪親者的納入標準通常強調病程、癥狀嚴重程度、語言掌握程度和網絡可及性。存在精神病性癥狀、自殺風險、正在參與其他心理治療、藥物濫用和依賴的喪親者通常會被排除。

35篇文獻明確說明采用認知行為療法。在干預策略上， 30篇文獻運用暴露， 29篇文獻運用認知重構， 16篇文獻運用行為激活， 14篇文獻進行了意義建構。僅有3篇文獻涵蓋了暴露、認知重構、行為激活和意義建構這4種干預策略（Tur et"al.， 2022; Wagner et al.， 2008; Wagner， Grafiadeli et al.， 2022）。使用網站作為干預方式的文獻最多（k = 26）， 而僅有3篇開放試驗文獻采用移動設備APP的方式進行干預（Cheatle et al.， 2022; Eklund et al.， 2022; Tur et al.， 2022）。29篇文獻進行了隨訪， 從干預后到隨訪的間隔時長在3周至18個月之間。干預次數至少為2次， 最多達到了24次， 各文獻的干預持續時間大多為5～12周之間， 干預頻率都在每周3次或以下。為喪親者提供治療反饋的有24篇文獻， 其中治療反饋通常是由受過專業訓練的心理治療師通過電子郵件、電話等媒介提供。提醒喪親者完成干預任務的只有13篇文獻。當喪親者的進度落后時， 研究者會通過短信、電子郵件或電話的方式進行1至2次的鼓勵或提醒; 干預組的平均脫落率為22.63%。

19篇隨機對照試驗研究符合元分析標準， 共生成68個效應值。納入元分析的文獻中， 包含以往喪親人群網絡化心理干預元分析納入的所有隨機對照試驗（Wagner et al.， 2020; Zuelke et al.， 2021）， 并加入了2020年以及之后新增的文獻。14篇文獻涉及PTSD癥狀評估， 18篇文獻涉及抑郁癥狀評估， 17篇文獻涉及病理性哀傷癥狀評估。其中15篇文獻的對照組是等待組， 2篇是注意控制組（未針對喪親后反應進行干預）， 2篇是積極對照組（針對喪親后反應進行干預）。

3.3" 異質性檢驗

對病理性哀傷、抑郁、PTSD癥狀和總體心理健康水平這4個結果變量進行異質性檢驗。Q檢驗結果顯示， 病理性哀傷（p = 0.002）、抑郁（p = 0.025）、PTSD （p = 0.033）癥狀和總體心理健康水平（p = 0.015）的異質性均顯著， I²分別為56.25% （95% CI = [24.70%， 74.58%]）、43.62% （95% CI = [1.71%， 67.66%]）、45.43% （95% CI = [0%， 70.76%]）和46.16% （95% CI = [7.91%， 68.52%]）， 表明異質性達到中等水平， 具體情況見表1。

3.4 "研究質量評估結果

研究質量評估結果表明（網絡版附表2）， 47篇文獻的平均得分約為6.55， 19篇文獻（40.43%）被評價為質量良好， 沒有文獻滿足所有的評估標準。元分析文獻的平均得分約為8.37， 總體質量良好。所有的文獻中， 絕大多數都制定納入和排除標準（k = 46）并明確了測量指標（k = 44）; 43篇文獻進行點估計與可變性測量; 14篇文獻依靠功效計算的方式計算每組的樣本量; 9篇文獻對隨機化進行隱藏; 只有1篇文獻明確表明采用了單盲設計。

本研究所有納入文獻的干預組平均脫落率為22.63%， 納入元分析的文獻干預組平均脫落率為24.37%， 略高于主要包含面對面干預的元分析研究（17%; Johannsen et al.， 2019）， 低于以往的喪親人群網絡化心理干預元分析（27%; Wagner et al.， 2020）。因此， 脫落率總體處于可接受的范圍， 納入文獻結果的可靠程度較高。

3.5 "整體效應值分析

如網絡版附圖1所示， 由于異質性檢驗表明效應值的異質性達到中等水平且都顯著， 適合使用隨機效應模型進行分析。結果顯示， 對總體心理健康水平的干預效果顯著（g = 0.54， 95% CI = [0.39， 0.69]， p lt; 0.001）， 達到中等水平（0.2、0.5、0.8分別對應小、中、大效應值）， 說明相比對照組， 干預組的心理健康水平有較多改善。對病理性哀傷（g = 0.56， 95% CI = [0.39， 0.74]， p lt; 0.001）、抑郁（g = 0.51， 95% CI = [0.36， 0.67]， p lt; 0.001）和PTSD （g = 0.63， 95% CI = [0.45， 0.81]， p lt; 0.001）癥狀的干預效果顯著， 說明相比對照組， 干預組的病理性哀傷、抑郁和PTSD癥狀均有顯著改善。此外， 將癥狀作為亞組進行分析發現， 病理性哀傷、抑郁和PTSD癥狀的效應值之間不存在顯著差異（p = 0.644）。

3.6" 發表偏倚

本研究通過漏斗圖和Egger線性回歸顯著兩種方法檢驗發表偏倚。網絡版附圖2檢驗網絡化心理干預對病理性哀傷的干預效果是否存在發表偏倚， 可以看出漏斗圖左右兩邊不完全對稱， 可能存在發表偏倚。但是漏斗圖對發表偏倚檢驗的評價比較主觀， 因此， 進一步通過Egger線性回歸和剪補法進行檢驗。Egger線性回歸發現， t = 1.89， p = 0.080， 即p gt; 0.05， Egger線性回歸不顯著; 剪補法檢測結果表明， 調整前和調整后的總效應值一致， 表明本研究不存在發表偏倚。

3.7" 亞組分析

本研究主要關注理論取向（a.CBT; b.其他）、是否使用暴露、認知重構、行為激活和意義建構的治療方法（a.使用; b.未使用）、干預次數（a.干預次數多， 大于或等于10次; b.干預次數少， 小于10次）、干預頻率（a.一周一次; b.一周多于一次）、治療反饋（a.給予; b.未給予）、治療提醒（a.給予; b.未給予）和脫落率（a.脫落率高， 大于或等于17%; b.脫離率低， 小于17%）對干預效果量的影響（網絡版附表3）。為減少亞組內研究數量不足而帶來的偏差， 只有各組內研究數量不少于3的亞組分析結果被納入。

3.7.1" 理論取向

將理論取向分為CBT和其他， 由于對病理性哀傷和PTSD癥狀的干預效果評估中采用其他理論取向的研究不足三篇， 僅對抑郁癥狀和總體心理健康水平進行亞組分析。對抑郁癥狀（p = 0.841）和總體心理健康水平（p = 0.820）各自干預效果的組間異質性檢驗表明理論取向的效應值不存在顯著差異， 說明理論取向對喪親人群網絡化心理干預效果沒有顯著調節作用。

3.7.2 "暴露

將研究中對暴露的使用分為使用和未使用， 對病理性哀傷（p = 0.853）、抑郁（p = 0.956）、PTSD （p = 0.679）癥狀和總體心理健康水平（p = 0.809）干預效果的組間異質性檢驗均表明是否使用暴露的效應值不存在顯著差異， 說明暴露對喪親人群網絡化心理干預效果沒有顯著調節作用。

3.7.3" 認知重構

將研究中對認知重構的使用分為使用和未使用， 對病理性哀傷（p = 0.861）、抑郁（p = 0.888）、PTSD （p = 0.656）癥狀和總體心理健康水平（p = 0.891）干預效果的組間異質性檢驗均表明是否使用認知重構的效應值不存在顯著差異， 說明認知重構對喪親人群網絡化心理干預效果沒有顯著調節作用。

3.7.4" 行為激活

將研究中對行為激活的使用分為使用和未使用， 對病理性哀傷（p = 0.755）、抑郁（p = 0.572）、PTSD （p = 0.062）癥狀和總體心理健康水平（p = 0.609）干預效果的組間異質性檢驗均表明是否使用行為激活的效應值不存在顯著差異， 說明行為激活對喪親人群網絡化心理干預效果沒有顯著調節作用。

3.7.5" 意義建構

將研究中對意義建構的使用分為使用和未使用， 由于對PTSD癥狀的干預效果評估中使用意義建構的研究少于三篇， 僅對病理性哀傷、抑郁癥狀和總體心理健康水平進行亞組分析。結果表明意義建構對病理性哀傷（p = 0.022）、抑郁（p = 0.001）癥狀和總體心理健康水平（p = 0.020）干預效果的組間異質性檢驗均存在顯著差異。使用意義建構的研究效應值（g_{病理性哀傷} = 0.27， 95% CI = [–0.05， 0.58]; g_抑郁 = 0.22， 95% CI = [0.03， 0.41]; g_總體 = 0.27， 95% CI = [–0.03， 0.57]）均要低于未使用意義建構的研究（g_{病理性哀傷} = 0.67， 95% CI = [0.53， 0.80]; g_抑郁 = 0.64， 95% CI = [0.50， 0.77]; g_總體 = 0.66， 95% CI = [0.52， 0.79]）， 說明網絡化心理干預中意義建構對病理性哀傷、抑郁和總體心理健康水平的干預效果均有顯著調節作用。

3.7.6" 干預次數

參照以往研究， 將干預次數劃分為多（干預次數大于或等于10）和少（干預次數小于10）進行亞組分析。結果表明， 干預次數對病理性哀傷（p = 0.169）、抑郁（p = 0.061）和PTSD癥狀（p = 0.311）干預效果的組間異質性檢驗不顯著， 但干預次數對總體心理健康水平干預效果的組間異質性檢驗存在顯著差異， 干預次數多的研究效應值（g = 0.64， 95% CI = [0.47， 0.82]）顯著高于干預次數少的研究（g = 0.34， 95% CI = [0.15， 0.53]; p = 0.021）， 說明總體而言干預次數對喪親人群網絡化心理干預效果具有顯著的調節作用。

3.7.7 "干預頻率

由于有一項研究未報告干預頻率， 因此在分析過程中將其剔除。然后， 將干預頻率劃分為一周一次和一周多于一次進行亞組分析。結果表明干預頻率對病理性哀傷（p lt; 0.001）、抑郁（p lt; 0.001）、PTSD （p lt; 0.001）癥狀和總體心理健康水平（p lt; 0.001）干預效果的組間異質性檢驗均存在顯著差異。干預頻率為一周多于一次的研究效應值（g_{病理性哀傷} = 0.75， 95% CI = [0.57， 0.93]; g_抑郁 = 0.71， 95% CI = [0.55， 0.87]; g _PTSD = 0.84， 95% CI = [0.68， 1.01]; g_總體 = 0.76， 95% CI = [0.60， 0.92]）均要高于干預頻率為一周一次的研究（g_{病理性哀傷} = 0.24， 95% CI = [0.10， 0.38]; g_抑郁 = 0.21， 95% CI = [0.07， 0.35]; g _PTSD = 0.27， 95% CI = [0.05， 0.48]; g_總體 = 0.24， 95% CI = [0.10， 0.37]）， 說明網絡化心理干預中干預頻率對病理性哀傷、抑郁和PTSD癥狀的干預效果均有顯著調節作用。

3.7.8 "治療反饋

將治療反饋劃分為給予和未給予反饋， 治療反饋對病理性哀傷（p = 0.114）干預效果的組間異質性檢驗不顯著， 但對抑郁癥狀（p = 0.010）、PTSD癥狀（p = 0.013）和總體心理健康水平（p = 0.005）干預效果的組間異質性檢驗顯著。具體而言， 有治療反饋的研究對抑郁癥狀（g = 0.67， 95% CI = [0.51， 0.82]）、PTSD癥狀（g = 0.81， 95% CI = [0.64， 0.98]）和總體心理健康水平（g = 0.71， 95% CI = [0.55， 0.87]）干預效果的效應值要高于沒有治療反饋的研究（g_抑郁 = 0.35， 95% CI = [0.16， 0.53]; g _PTSD = 0.43， 95% CI = [0.18， 0.68]; g_總體 = 0.36， 95% CI = [0.18， 0.55]）， 說明治療反饋對喪親人群網絡化心理干預效果具有顯著的調節作用， 主要是對抑郁和PTSD癥狀的干預效果具有顯著的調節作用。

3.7.9 "治療提醒

將治療提醒分為給予提醒和未給予提醒， 對病理性哀傷（p = 0.308）、抑郁（p = 0.544）、PTSD （p = 0.757）癥狀和總體心理健康水平 （p = 0.596）干預效果的組間異質性檢驗表明治療提醒的效應值不存在顯著差異， 說明治療提醒對喪親人群網絡化心理干預效果沒有顯著調節作用。

3.7.10 "脫落率

根據以往對病理性哀傷干預的元分析研究（Johannsen et al.， 2019）， 將研究脫落率劃分為高（干預組的脫落率大于或等于17%）和低（干預組的脫落率小于17%）， 其中一篇研究因未明確報告脫落情況而未納入分析。對病理性哀傷（p = 0.233）、抑郁（p = 0.286）、PTSD （p = 0.170）癥狀和總體心理健康水平干預效果（p = 0.109）的組間異質性檢驗均表明脫落率的效應值不存在顯著差異， 說明脫落率對喪親人群網絡化心理干預效果沒有顯著調節作用。

4 "討論

本研究系統地評估了網絡化心理干預對喪親后病理性哀傷、抑郁和PTSD癥狀的干預有效性， 結果發現， 網絡化心理干預對喪親后總體心理健康的改善達到顯著的中等效果（g = 0.54; 95% CI = [0.39， 0.69]）。網絡化心理干預后的病理性哀傷、抑郁和PTSD癥狀均明顯改善， 其中PTSD的效應值最大（g = 0.63; 95% CI = [0.45， 0.81]）， 其次是病理性哀傷（g = 0.56; 95% CI = [0.39， 0.74]）和抑郁的效應值（g = 0.51; 95% CI = [0.36， 0.67]）， 均達到顯著的中等效果。通過亞組分析發現， 干預過程中未使用意義建構策略、干預次數大于或等于10次、干預頻率為一周多于一次以及設置治療反饋的網絡化心理干預對喪親后總體心理健康水平的干預效果更好。干預頻率為一周多于一次的網絡化心理干預對病理性哀傷、抑郁和PTSD癥狀都比干預頻率為一周一次的有更顯著的改善。在干預過程中未使用意義建構策略的網絡化心理干預對病理性哀傷和抑郁癥狀均比使用意義建構的網絡化干預有更顯著的改善效果。此外， 相較于未給予治療反饋的網絡化心理干預， 給予治療反饋的干預對抑郁和PTSD癥狀有更顯著的改善效果。而理論取向、設置治療提醒、試驗的脫落率以及其他干預策略（暴露練習、認知重構、行為激活）對網絡化心理干預效果沒有影響。

4.1" 網絡化心理干預對喪親人群總體心理健康水平的干預效果

元分析結果發現， 網絡化心理干預對病理性哀傷、抑郁和PTSD癥狀均有顯著的中等效應， 即網絡化心理干預對喪親人群總體心理健康水平具有良好的干預效果。這與先前喪親人群網絡化心理干預的元分析結果較為一致（Wagner et al.， 2020; Zuelke et al.， 2021）， 盡管總體心理健康水平的效應值略小于先前的網絡化心理干預元分析所報告的結果（g = 0.59; 95% CI = [0.43， 0.74]; Wagner et"al.， 2020）， 但仍然高于以喪親人群面對面心理干預研究為主的元分析所得出的效應值（g_{病理性哀傷} = 0.41， g_抑郁 = 0.35， g_PTSD = 0.53; Johannsen et al.， 2019）。因此， 網絡化心理干預可以作為面對面心理干預的補充， 有效改善喪親人群心理健康。

為了防止喪親人群的癥狀因未能得到有效的干預而進一步惡化， Aoun等（2012）提出了針對病理性哀傷的公共衛生干預方法。該模型主張所有喪親人群都應該獲得有關喪親后心理健康的相關信息， 并獲得相應的社會支持， 其中， 大約10%～ 12%的喪親群體需要獲得專業的心理咨詢師或心理咨詢中心的支持， 以得到專業的心理干預。考慮到面對面專業心理干預資源的有限性， 網絡化心理干預為增加對喪親群體的專業支持提供了有效且可行的方案。

4.2 "網絡化心理干預對不同癥狀的干預效果

元分析結果發現， 網絡化心理干預對不同癥狀的干預效果之間不存在顯著差異， 這為網絡化心理干預對病理性哀傷、抑郁以及PTSD癥狀均有顯著效果提供了證據。值得注意的是， 網絡化心理干預雖然對不同癥狀均具有干預效果， 但對PTSD的干預效果最好（g _PTSD = 0.63）， 其次是對病理性哀傷的干預（g_{病理性哀傷} = 0.56）， 而對抑郁的干預效果（g_抑郁 = 0.51）在三者中最低。出現這種干預效果的輕微差異可能的原因有以下兩點。首先， 病理性哀傷的網絡化心理干預方案的基礎是PTSD的干預方案（Wagner et al.， 2006）， 7個干預由該方案改編而來， 方案包括接觸喪親線索、認知重新評估、整合與恢復等板塊， 這些板塊的干預方法往往與PTSD的干預方法相似。同時， 喪失過程可以看作是一個創傷性的過程（Neria et al.， 2007）， 這些原因均可能導致對PTSD的干預效果優于病理性哀傷。其次， 盡管病理性哀傷癥狀的表現與抑郁癥狀存在相似性， 但抑郁癥狀針對的是生活中的各個方面， 而病理性哀傷癥狀只針對死亡（Shear et al.， 2005; Shear et al.， 2011）， 兩者之間存在差異。此外， 研究發現抗抑郁藥物對病理性哀傷癥狀無效（Pasternak et al.， 1991; Shear et al.， 2016）， 這也從生理層面上說明二者的本質是不同的。針對病理性哀傷的網絡化心理干預策略與針對抑郁的網絡化心理干預策略或許存在差異， 這使得抑郁的干預效果在三者中最低。當然， 網絡化心理干預對抑郁癥狀的效應值仍為中等水平， 可能說明網絡化心理干預方案中所使用的暴露、認知重構和行為激活這三種主要的治療方法對抑郁癥狀也有一定程度的干預作用， 因此， 雖然抑郁癥狀的干預效果最差， 但干預效果仍為中等水平。未來網絡化心理干預方案優化過程中能關注到抑郁癥狀的相關干預， 那么網絡化心理干預的干預效果也會隨之提升。

4.3 "影響干預效果的調節因素

元分析結果顯示， 網絡化心理干預對于總體心理健康水平的改善效果具有較高的異質性， 因此， 本研究從理論取向、干預策略（包括暴露、認知重構、行為激活和意義建構）、干預次數、干預頻率、治療反饋、治療提醒和脫落率7個角度出發， 進一步探索影響干預效果的調節變量及其作用。從亞組分析結果來看， 意義建構的干預策略、干預次數、干預頻率和治療反饋顯著調節干預效果， 理論取向、其他干預策略（暴露、認知重構、行為激活）、治療提醒、脫落率則沒有顯著的調節作用。

本研究發現， 大多數對喪親人群的網絡化心理干預采用了認知行為療法， 少部分使用網絡化團體藝術療法和瑜伽干預， 后者表現出了不亞于認知行為療法的改善作用（Dominick et al.， 2009; Huberty et al.， 2020）。值得注意的是， 我們將所有納入的網絡化心理干預的干預策略進行提取， 統計是否使用暴露、認知重構、行為激活以及意義建構的干預策略， 并進行亞組分析， 結果顯示， 意義建構對干預效果有顯著的調節作用， 使用意義建構方法的網絡化心理干預的干預效果， 顯著低于未使用意義建構方法的網絡化心理干預的干預效果; 而暴露、認知重構和行為激活對干預效果沒有顯著的調節作用。這與過往研究結果不同（Marco et al.， 2024）。在針對癌癥幸存者的心理干預中發現， 意義中心心理療法可以有效改善個體心理健康和生活體驗（Dietrich et al.， 2021; Marco et al.， 2024）。然而， 本研究中， 相比于未包含意義建構的網絡化心理干預， 包含意義建構的網絡化心理干預的干預效果更小， 這可能與我們納入的含有意義建構的研究較少有關。本研究的元分析中僅納入4篇包含意義建構干預策略的網絡化心理干預研究， 并且這些研究具有較大的異質性。此外， 所納入的文獻中有3篇（van der Houwen et"al.， 2010; Wagner et al.， 2006; Wagner， Grafiadeli et al.， 2022）研究的干預方法是將CBT和意義建構結合。對于CBT干預而言， 提供高劑量的關鍵成分治療是更重要的（Breen et al.， 2023）。相較于未使用意義建構的研究（M = 10.8， M_d = 10， k = 15）， 這三篇將CBT與意義建構相結合的研究的干預次數并沒有相應的增加（5次， van der Houwen et al.， 2010; 10次， Wagner et al.， 2006; 12次， Wagner， Grafiadeli et al.， 2022）。意義建構干預策略的加入， 使CBT關鍵成分的劑量降低， 這可能導致CBT和意義建構結合的網絡化心理干預的效果減弱。因此， 在沒有增加干預次數的基礎上， 增加意義建構干預策略可能會沖淡CBT的干預效果。此外， 一項關于病理性哀傷、抑郁和焦慮的網絡化心理干預的元分析根據干預方案中CBT元素占比將干預方案分為CBT lt; 50%和CBT gt; 50%兩種， 亞組分析的結果顯示， CBT gt; 50%的干預效果顯著優于CBT lt; 50%的干預效果（Breen et al.， 2023）， 但當干預方案將CBT與其他干預策略相結合時， 干預方案中的CBT最優占比尚未充分研究。因此， 在未來的研究中， 通過整合不同干預策略以改進網絡化心理干預方案時， 研究需要進一步探究不同干預策略的劑量和占比問題， 并尋找CBT元素的最優占比。

干預次數和干預頻率對喪親人群網絡化心理干預效果有顯著的調節作用， 干預次數大于或等于10的研究， 其對總體心理健康水平的干預效果要顯著優于10次以下， 與過往元分析結論較為一致（Breen et al.， 2023; Wagner et al.， 2020）。面對失去， 喪親者會經歷持續數月甚至數年的痛苦歷程（Robinaugh et al.， 2012）， 心理困擾時間越長， 則需要更長的療程以獲得支持、逐步恢復和改變（Melville et al.， 2010）， 因此干預次數越多， 越有利于癥狀的改善。為期16周的面對面復雜性哀傷治療的療效也證實了長時間干預的積極作用（Shear et al.， 2014）。與之相關的干預頻率也發現， 一周多于一次的干預， 其對病理性哀傷、抑郁和PTSD的干預效果都要大于一周一次， 從另一方面反映干預次數越多， 干預效果更好。傳統的面對面心理干預治療受限于其治療師人員安排以及通勤距離等（Andrews amp; Williams， 2014）， 往往安排一周一次的干預頻率， 然而網絡化心理干預的優勢在于其方便性和高經濟效益， 參與者往往可以根據自己的時間安排進行干預（Hedman et al.， 2012）， 網絡化心理干預有條件向參與者提供一周兩次甚至一周三次的干預， 這也進一步為喪親人群的心理干預提供了更好的干預形式。

治療反饋對喪親人群網絡化心理干預效果有顯著的調節作用， 主要體現在對抑郁和PTSD癥狀的改善方面， 給予治療反饋情況下的干預效果要優于未進行治療反饋， 與部分對抑郁癥狀和PTSD癥狀的網絡化心理干預效果分析一致（Cowpertwait amp; Clarke， 2013; Sijbrandij et al.， 2016; Wagner et al.， 2020）。具有治療反饋的網絡化心理干預效果更好， 有可能是由于反饋可以提高參與者動機， 使參與者積極完成干預任務（Andersson amp; Titov， 2014）。此外， 沒有反饋的網絡化心理干預使參與者可以在任何時間直接退出， 不需要做任何反應， 并認為他們沒有義務完成所有任務， 這可能會提高心理干預的脫落率（van der Houwen et al.， 2010）， 從而影響網絡化心理干預的治療效果。本研究為反饋有利于提高網絡化心理干預的治療效果的假設提供證據， 但在本研究中， 對于反饋的概念沒有進一步區分。不同研究提供的反饋個性化程度不同， 部分研究提供的反饋為模式化反饋（Kersting et al.， 2013）， 還有部分研究提供的反饋為支持性反饋， 其主要內容是提供肯定和支持并回答參與者在干預過程中遇到的問題（Brodbeck et al.， 2019）， 而大部分的研究是治療師提供的個性化反饋， 未來的研究可以進一步探究不同反饋對網絡化心理干預的影響。

治療提醒對喪親人群網絡化心理干預效果沒有顯著調節作用， 即是否對參與者進行提醒不會影響他們在網絡化心理干預中的改善。這與PTSD的網絡化心理干預結論相似（Kuester et al.， 2016）， 與抑郁癥狀的相反（Cowpertwait amp; Clarke， 2013）。可能的解釋是， 喪親和PTSD人群在干預時的主動性和自助意識足夠強， 則提醒對干預效果的重要性下降。而相較于喪親人群， 抑郁人群在興趣缺乏和注意力減退等癥狀上的表現更為廣泛和突出（Jordan amp; Litz， 2014）， 因此提醒提供的動力更能促進其癥狀改善。這或許提示著， 網絡化心理干預的形式設計也需考慮不同人群的特點以得到有效使用。此外， 治療提醒和治療反饋均為網絡化心理干預過程中參與者與干預人員的交互， 但治療提醒與治療反饋對喪親人群網絡化心理干預的效果卻存在差異， 即反饋對網絡化心理干預的效果有顯著影響， 但是治療提醒卻對干預效果無顯著影響。這提醒我們， 相較于提醒參與者完成干預， 向參與者提供治療反饋以提高參與者自身的動機或許更重要。

脫落率對喪親人群網絡化心理干預效果沒有顯著調節作用。過往的研究發現， 在網絡化干預中， 脫落率與參與者的人口學特征、心理問題以及對治療的期望和體驗有關（Melville et al.， 2010）。因此， 可能的解釋是， 脫落率反映了喪親人群在干預中的主觀體驗而不是客觀的癥狀改善。未來的研究可以探索喪親人群的網絡化心理干預中主觀體驗和脫落率的關系， 促進對脫落率的理解。

4.4 "研究意義

本研究通過系統綜述和元分析梳理了喪親人群網絡化心理干預研究， 考察了網絡化心理干預對喪親人群心理健康的改善效果及其調節變量， 具有重要的實踐和理論意義。第一， 在中國， 能提供面對面心理干預的心理健康專業人員嚴重不足（Lu et al.， 2021）， 而且其中很少有人接受過哀傷治療和哀傷咨詢的系統培訓（徐潔 等， 2020）， 導致提供喪親干預的能力不足以應對喪親人群的需求。而本研究發現總體而言喪親人群網絡化心理干預對喪親人群心理健康有良好的改善效果， 說明該干預可以作為面對面心理干預的補充以緩解喪親服務資源不足的問題， 為中國臨床實踐中推廣喪親人群網絡化心理干預提供依據。第二， 本研究發現， 更好的干預效果出現在干預次數不少于10次、給予治療反饋和干預頻率為一周多于一次的干預設置下， 為未來開發更為有效的喪親人群網絡化心理干預提供參考。第三， 本研究發現使用CBT和其他理論取向的網絡化心理干預效果沒有顯著差異， 表明基于不同理論取向的網絡化心理干預都能改善喪親人群心理健康。這鼓勵未來研究進一步設計以其他理論取向為基礎或整合不同理論取向的喪親人群網絡化心理干預方案， 例如， 獨立探索或整合在以往喪親人群面對面心理干預中已使用并發現有效的以雙過程模型（Chow et"al.， 2019）、意義中心心理治療（Lichtenthal et al.， 2019）、當前中心療法（Vogel et"al.， 2021）和家庭治療（Kissane et al.， 2016）等為理論取向的干預方案。值得注意的是， 本研究發現增加少量意義建構策略的網絡化CBT干預效果不如沒有意義建構的干預。這提示未來研究在整合理論時還需要考慮總體干預劑量、各理論所涵蓋的干預策略的占比和使用時機等對干預效果的影響。第四， 過往網絡化心理干預設計的理論框架中只強調干預需要包含針對目標進展的個性化反饋（Morrison， 2015）， 未考慮實施網絡化心理干預對于減少專業人員培養成本的需求。而本研究區分了治療反饋和治療提醒這兩種需要不同專業人員培養成本的反饋方式， 其中前者往往是由治療師參與并提供信息， 需要更高的專業人員培養成本， 后者通常耗費較低的專業人員培養成本。調節作用分析發現， 提供治療反饋的網絡化心理干預效果更好， 而是否提供治療提醒不會影響干預效果， 即當耗費專業人員培養成本更少時， 反饋所帶來的改善效果更低。這說明對反饋的設置要平衡專業人員培養成本和效果， 有助于更新網絡化心理干預的理論框架。

4.5 "局限與展望

本研究主要存在以下不足：（1）納入元分析的文獻數量較少， 干預的結果變量有限。雖然部分文獻顯示， 喪親人群的網絡化心理干預能改善焦慮（Dominick et al.， 2009; Litz et al.， 2014）、睡眠質量（Knowles et al.， 2017）等， 但本研究中僅能探索病理性哀傷、抑郁和PTSD三個常見的喪親人群心理健康指標。（2）過往研究會對隨訪的效應進行測量并就干預效果的持久性做出明確判斷（Eilert et al.， 2021; Johannsen et al.， 2019）。但因本研究納入文獻的隨訪時間在干預后3周至18個月不等， 存在較大差異， 故未能進一步分析網絡化心理干預的長期效果。（3）由于元回歸分析至少需要20個效應值（方俊燕， 張敏強， 2020）， 本研究只采用亞組分析考察調節變量的影響。此外， 部分調節變量因亞組內研究數量不足而未能進行全面分析。因此， 變量之間可能存在相關性和交互作用， 調節分析結論需被謹慎看待。

未來的研究需進一步關注以下問題：（1）治療取向的多元化。目前喪親人群的網絡化心理干預以認知行為療法為主要治療取向， 而近年來， 意義療法（Lichtenthal et al.， 2019）、當前中心療法（Vogel et al.， 2021）和家庭治療（Kissane et al.， 2016）等治療取向已在面對面喪親干預中顯現出其有效性， 未來的研究可以嘗試結合多元治療取向設計網絡化干預方案， 并用嚴謹的隨機對照試驗去檢驗其有效性， 豐富喪親人群網絡化心理干預的治療實踐。（2）研究對象的具體化。目前已有針對自殺（Treml et al.， 2021）、癌癥（Kaiser et al.， 2022）和圍產期喪失（Gold et al.， 2021）等不同喪親原因的人而設計的網絡化心理干預方案， 但每個類型的研究數量尚且較少， 未來的研究可以更深入地挖掘研究對象的需求特點而設計出更多具有特異性的干預方案。（3）干預方式的豐富性。隨著移動設備的出現， 網絡化心理干預已從傳統的以電子郵件為媒介（Wagner et al.， 2006）逐漸向智能手機APP （Eklund et al.， 2022）等客戶端轉變， 但目前只有少量以移動客戶端方式呈現的喪親人群干預方案， 未來的研究可以考慮探索這一新的干預方式， 并比較不同干預方式是否會對干預效果產生影響。（4）文化的多樣性。現有的研究基本是在西方的語境下產生的， 只有一項關于中國本土的喪親人群網絡化心理干預方案（Yu et al.， 2022）， 而且未能實現喪親者的自助干預， 未來的研究者可以考慮開發與中國文化傳統相適應的網絡化自助干預方案， 并與西方國家的干預方案進行跨文化比較， 豐富干預的文化多樣性研究。（5）病理性哀傷癥狀診斷的更新與統一。目前關于病理性哀傷癥狀已有ICD-11和DSM-5兩個較為權威的診斷標準， 后續的研究可以在此基礎上對納入標準和測量指標進行更新并對診斷標準的使用達成共識， 增強喪親人群網絡化心理干預之間的可比性。

5 "結論

本研究對已有的喪親人群網絡化心理干預進行系統綜述和元分析， 結果發現， 干預能夠有效改善喪親人群心理健康。喪親人群網絡化心理干預的效果受到意義建構、干預次數、治療反饋和干預頻率的調節。相比于使用意義建構的干預策略， 未使用意義建構的網絡化心理干預療效更好。干預次數大于或等于10次和給予治療反饋的干預能更好地改善喪親人群的總體心理健康。干預頻率為一周多于一次的干預效果也要好于一周一次。然而， 理論取向、使用暴露練習、認知重構和行為激活的干預策略、設置治療提醒和試驗的脫落率對喪親人群網絡化心理干預效果不存在調節作用。

參考文獻

（帶*文獻表示納入元分析的文獻）

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The effectiveness of Internet-based interventions for bereaved people：A systematic review and meta-analysis

TANG Suqin^1，2， PENG Wenjie³， YU Yinqi¹， FU Zhongfang⁴

（¹ School of Psychology， Shenzhen University， Shenzhen 518060， China）

（² The Shenzhen Humanities amp; Social Sciences Key Research Bases of the Center for Mental Health， Shenzhen University， Shenzhen 518060， China）

（³ Department of Sociology， School of Government， Shenzhen University， Shenzhen 518060， China）

（⁴ School of Psychology and Cognitive Sciences， Peking University， Beijing 100871， China）

Abstract： In recent years， Internet-based interventions have gradually been applied to improve the mental health of bereaved people， and systematically investigating the effectiveness of Internet-based interventions for bereaved people and the moderators helps guide clinical practice. In this study， 47 studies of Internet-based interventions for bereaved people were selected through literature search and screening， of which 19 randomized controlled trials met the criteria of meta-analysis （N = 1222）. The meta-analysis included a total of 68 effect sizes. The results showed that the interventions had a significant moderate effect on mental health （g = 0.54; 95% CI = [0.39， 0.70]）. Specifically， the interventions showed significant moderate effects for symptoms of pathologic grief （g = 0.56; 95% CI = [0.39， 0.74]）， depression （g = 0.51; 95% CI = [0.36， 0.67]）， and posttraumatic stress disorder （g = 0.63; 95% CI = [0.45， 0.81]）. For improving mental health， excluding meaning reconstruction， having 10 sessions or more， and therapeutic feedback was associated with a larger effect of the Internet-based interventions， and contacting more than once a week showed a stronger effect than once a week. However， whether an intervention was based on cognitive behavior therapy， set reminders， had a high or low dropout rate， included exposure exercises， cognitive reconstruction， or behavioral activation had no moderating effect. This study shows that Internet-based interventions have positive effects on improving the mental health of bereaved people and have different effects under different conditions.

Keywords： bereavement， Internet-based intervention， pathologic grief， posttraumatic stress disorder， depression

* 國家自然科學基金青年科學基金項目（NSFC32100890）、教育部人文社會科學研究青年項目（21YJC840022）、深圳市科技計劃（JCYJ20230808105905010， KCXFZ 20230731093600002）和深圳市人文社科研究重點基地深圳大學心理健康研究中心資助。

通信作者：唐蘇勤， E-mail： sqtang@szu.edu.cn