インターネット依存症、セックス依存症、強迫購入の治療：メタ分析（2020）

行動習慣のジャーナル
巻/号：巻9：号1
著者： マルチナ・ゴスラー 1 , マックス・ライベツェーダー 1 , ハンナ・M・ミュンヒ 2 , ステファン・G・ホフマン 3 (NAIST) と アントン・ルパート・ライライター 1 , 4
DOI： https://doi.org/10.1556/2006.2020.00005

抽象

背景とねらい

インターネット依存症、セックス依存症、強迫的購入は一般的な行動上の問題であり、ギャンブル障害や薬物使用障害と類似点があります。 しかし、それらの治療法の有効性についてはほとんど知られていません。 このメタ分析の目的は、そのような問題行動の治療の有効性を調査し、治療反応の観点からギャンブル障害や薬物使用障害との類似点を明らかにすることでした。

メソッド

文献検索の結果、インターネット依存症、性依存症、強迫的購入に対する心理学的、薬理学的、および複合治療の短期および長期の有効性を包括的に評価するための、合計 91 人の参加者を含む 3,531 件の研究が得られました。

結果

心理学的、薬理学的、および併用治療は、インターネット依存症（ヘッジズの g: それぞれ 1.51、1.13、および 2.51）およびセックス依存症（ヘッジズの g: それぞれ 1.09、1.21、および 1.91）の世界的な重症度における強力な前後改善と関連していました。 ）。 強迫的購買に関しては、心理的および薬物療法も、世界的な重症度の大幅な前後減少と関連していた(ヘッジズの g: それぞれ 1.00 および 1.52)。 コントロールされた事前事後およびグループ内事前フォローアップの効果量は、いくつかの例外を除いて同様の範囲内でした。 モデレーターの分析では、心理的介入は、特に対面で長時間にわたって実施される場合に、強迫的行動を軽減するのに効果的であることが示唆されています。 認知行動アプローチと薬物療法の組み合わせは、単独療法よりも利点があることが示されました。

議論と結論

この結果は、一般的な行動依存症の治療法は、ギャンブル障害や薬物使用障害に対して実施されている治療法と同様、短期的には効果があるが、より厳密な臨床試験が必要であることを示唆している。

近年の研究では、物質使用障害（SUD）と行動嗜癖（BA）の類似点が明らかになっている（例：Grant、Potenza、Weinstein、& Gorelick、2010）。そのため、物質とは無関係の行動嗜癖は、精神疾患の診断・統計マニュアル（DSM IV；米国精神医学会、1994）に規定されている物質使用の基準に基づいて定義されており、特定の行動への執着、行動の制御の欠如、耐性、離脱症状、および負の結果にもかかわらず行動を継続することなどが含まれる（例：Grant et al.、2010）。現在、DSM-IV（米国精神医学会、1994年）では「他に分類されない衝動制御障害」に含まれていたギャンブル障害（GD）のみが、 DSM-5（米国精神医学会、2013年）の新しいセクション「物質関連および嗜癖性障害」に分類されています。この再編成により、衝動制御が低下した他の行動も行動分析（BA）の候補として検討すべきかどうかについて、多くの議論が巻き起こっています（例：Grant et al., 2010 ; Mueller et al., 2019）。

ゲーム障害（GD）を除けば、インターネットゲーム障害（IGD）は、さらなる研究を推奨するセクションIIIにDSM-5で記載されている唯一の疾患です（米国精神医学会、2013年）。さまざまな臨床および公衆衛生分野の専門家（例：Rumpfら、2018年；Saundersら、2017年）の支持もあり、ゲーム障害はICD-11の草案でも検討されています（世界保健機関、2018年）。IGDは、インターネット依存症（IA）という包括的な名称とは区別されるべきであることに注意することが重要です。なぜなら、両者は異なる概念を表しているからです（例：Griffiths & Pontes、2014年；Kiralyら、2014年）。しかし、多くの出版物で包括的なIAという用語が使われているため、本稿でもこの用語を採用しました。さらに、「ゲーム」と「ギャンブル」を区別する必要がある。「ゲームは主にインタラクティブ性、主にスキルベースのプレイ、進捗と成功の文脈的指標によって定義されるのに対し、ギャンブルは賭けと賭けのメカニズム、主に偶然によって決定される結果、リスクとプレイヤーへの支払いを伴う収益化機能によって定義される。」( King、Gainsbury、Delfabbro、Hing、& Abarbanel、2015、p. 216)。

IGDを診断マニュアルに含めることについては科学文献で議論が分かれているものの（King et al., 2019 ; Petry, Rehbein, Ko, & O'Brien, 2015 ; Rumpf et al., 2018 ; Saunders et al., 2017）、IAとIGDについては、特にSUDとの類似性を示唆する神経生物学的測定に関して、すでに多くの研究が行われている（レビューについては、Fauth-Buhler & Mann, 2017 ; Kuss, Pontes, & Griffiths, 2018を参照）。現象学的および臨床的特徴、併存疾患、家族歴の点でSUDとBAの類似性はさておき、特に神経科学研究からの知見は、依存行動の指標を特定する上で不可欠であると思われる（例：Grant et al., 2010 ; Potenza, Sofuoglu, Carroll, & Rounsaville, 2011）。

この考察に沿って、性依存症（SA）と強迫性購入（CB）の領域において、条件付けプロセス（例： ホフマン、グッドリッチ、ウィルソン、ヤンセン、2014; Snagowski、Laier、Duka、およびBrand、2016年）、合図の反応性、注意の偏り、および関連するニューラルネットワークの活性化（例、 ブランド、Snagowski、Laier、Maderwald、2016年; Golaら、2017; Jiang、Zhao、およびLi、2017年; ライアー、パウリコウスキー、ブランド、2014; Laier、Schulte、およびBrand、2013年; ローレンス、チョルチャリ、キリオス、2014; Mechelmansら、2014; Pekal、Laier、Snagowski、Stark、およびBrand、2018年; シュミット他、2017; ソク＆ソン、2015年; シュタルケ、シュレレト、ドーマス、シェーラー、ブランド、2012; Trotzke、Starcke、Pedersen、およびBrand、2014年; Trotzke、Starcke、Pedersen、Müller、およびBrand、2015年; Voonら、2014)、または実行機能 (ダービーシャー、チェンバレン、オドラウグ、シュライバー、グラント、2014年; メッシーナ、フエンテス、タバレス、アブド、スカンヴィーノ、2017; Raab、Elger、Neuner、およびWeber、2011年; Trotzke et al。、2015）。 これらの研究は、DSM-5 でまだ正式に BA として認識されていない症状のうち、物質関連行動と非物質関連行動の類似点に関する神経生物学的指標に関する現在入手可能な証拠は、主に IA、SA の領域から得られたものであることを実証しました。および CB、これらが本論文の焦点です。 これらの問題は臨床に関連しており、多くの場合、影響を受けた個人に有害な結果を伴うため（例： ポンテス、クス、グリフィス、2015年）、効果的な治療選択肢を調査する必要があります（例： Grantら、2010）。 これまでに発表されたメタ分析は主に IA に関して実施され、さまざまな治療アプローチの有効性が証明されています (チョン、シム、キム、2017; リュー、リャオ、スミス、2012; ウィンクラー、ドーシング、リーフ、シェン、グロンビエフスキー、2013）。 メタ分析のうち XNUMX つは、心理学的、薬理学的、および両方の介入の組み合わせを調査しましたが、証拠は中国での治療結果の研究に限定されていました (Liuら、2012）、韓国（Chun 他、2017）。 最も包括的なメタ分析レビューは、アジアおよび西洋諸国での試験を含め、IA の症状を軽減するための心理療法と医学的治療の有効性の証拠を裏付けました (ウィンクラーら、2013）。 ただし、複合介入は考慮されていません。 さらに、メタ分析では、 ウィンクラー等。 （2013） 最近の研究は含まれていませんでした。

CB の全体的な重症度を軽減するための心理的および薬理学的介入の好ましい結果は、別の最近のメタ分析でも見つかりました ( Hague、Hall、& Kellett、2016 )。ただし、研究の質やその他の調整因子が治療結果に与える影響は検討されていません。したがって、IA および CB の治療オプションの包括的な調査はまだ保留中です。SA​​ は ICD-11 で「強迫性性行動障害」という用語で考慮されています (世界保健機関、2018 ) 、また「ポルノへの依存感を自己申告することは珍しくない」 ( Grubbs、Kraus、& Perry、2019、p. 93) が、SA の治療法はまだメタ分析法で検討されていません。さらに、IAやIGD（DSMの「物質関連および嗜癖性障害」の項目の候補）と、SAやCBなどの他の嗜癖性行動との比較は、治療反応に基づいてまだ行われていません。治療反応は、SUDとBAの類似性を示す重要な指標と考えられています（例：Grant et al., 2010）。

したがって、本メタ分析の主な目的は、IA、SA、およびCBに対する心理的介入、薬理学的介入、および心理的介入と薬理学的介入の併用が、治療終了後（短期効果）および最後に報告された追跡期間（長期効果）における強迫行動の（a）全体的な重症度と（b）頻度を軽減する効果を調査することであった。最近のレビュー（Hague et al., 2016 ; Winkler et al., 2013）の知見に基づき、心理的治療と薬理学的治療は3つの依存症カテゴリー全体で同等の効果があると予想した。さらに、治療結果は物質使用とギャンブルで報告されているものと同様であると予想した（Grant et al., 2010 ; Potenza et al., 2011）。加えて、各依存症カテゴリー内で効果量の潜在的な調整因子を特定することも目的とした。メタ分析はPRISMA声明の推奨事項に従って実施されました（Moher、Liberati、Tetzlaff、& Altman、2009）。

メソッド

適格基準

研究は、(1) 何らかの心理的、薬理学的、または複合的な介入 (例えば、心理的および薬理学的介入を同時に適用する) を採用していること、(2) 待機リスト対照群、治療を受けない参加者、代替の有効な治療、またはプラセボ介入を含む、グループ内、ランダム化、または準ランダム化対照研究デザインを使用していること、(3) IA、SA、または CB の診断を受けた参加者を治療していること、(4) 結果変数 (すなわち、全体的な重症度または頻度) の少なくとも 1 つを測定していること、および (5) 効果量計算に十分な統計データが報告されていること、に該当する場合は研究を除外した。研究は、(1) 単一症例研究であること、(2) 研究サンプルがメタ分析に含まれる別の研究のサンプルと完全に重複していること、(3) 治療が記述されていないこと、または (4) 研究の要約または全文が入手できないこと、に該当する場合は除外した。 SAに関しては、カフカ（2010）が提唱した定義に従って過剰な性的行動を調査した研究のみを含め、SAとは異なる「社会的に異常な、あるいは『逸脱した』性的嗜好の形態」という点でパラフィリアの治療に焦点を当てた研究は除外した（カフカ、2010、p.392）。

情報源と文献の検索

データベース PsycInfo、Medline、PubMed、Psyndex、ISI Web of Knowledge を使用して、マルチレベルの文献検索を実施しました。 この検索で​​は、障害関連の検索用語を使用して、利用可能な最初の年から 30 年 2019 月 XNUMX 日までのすべての関連出版物を対象としました: インターネット依存症、オンライン依存症*、インターネット ゲーム障害、オンライン ゲーム依存症*、ビデオゲーム依存症*、ビデオゲーム依存症*、コンピュータゲーム中毒者*、スマートフォン中毒者*、携帯電話中毒者*、ソーシャルメディア中毒者*、フェイスブック中毒者*、携帯電話の問題*。 セックス∗中毒者∗、セックス∗強迫症∗、セックス∗衝動∗、ハイパーセックス∗、非パラフィリックセックス∗、パラフィリア関連障害∗。 強迫的買い物、衝動買い∗、オニオマニア、買い物中毒∗、過剰買い物と、介入関連のキーワードである治療、介入、療法、心理療法を組み合わせたものです。 同じ検索用語を使用して、ProQuest デジタル論文を閲覧して、未発表の灰色の文献を探しました。 その後、データベースから取得した総説論文、メタ分析、元の研究の参考文献リストを徹底的に調査しました。 さらに、関連する論文の著者に連絡して、メタ分析に含めるのに適した欠落データや未発表の論文を求めました。 中国語の出版物は、学歴のあるネイティブ スピーカー XNUMX 名によって翻訳されました。

結果の測定

元の研究で最も一般的に報告された結果尺度に従って、病理学的症状の軽減を決定するために 1 つの結果変数を指定しました: (2) 関連する評価ツールの使用によって定量化された全体的な重症度、および (XNUMX) 頻度 (例:先週または月にオンラインで費やした時間、ポルノの視聴、またはエピソードの購入数）、日記カードまたは自己報告によって定量化されます。

研究の選択

研究の選択は XNUMX 人の独立した査読者 (第一著者と第二著者、MG と ML) によって行われ、この論文の最終著者 (AL) の監督を受けました。 著者間の意見の相違は議論を通じて解決されました。

データ収集プロセスとデータ抽出

私たちは構造化データ抽出フォームを生成し、10 件の研究サンプルのパイロット テストを行った後、改良および修正を行いました。 グループ内でのフォローアップ前およびフォローアップ前の効果量を計算するために、各治療条件と結果について数値データを個別に抽出しました。 XNUMX つの研究内で異なる心理学的または薬理学的治療が検討された場合、各状態のデータは個別に記録され、統計分析のためのグループ内効果量に含まれます。 前後の制御された効果量を計算するために、待機リスト、治療なし、およびプラセボ対照群からのデータが含まれました。 さらに、モデレーター分析を実行するために、各研究から数値データとカテゴリデータを抽出しました。 データ抽出は第一著者 (MG) によって実行され、第二著者 (ML) によって検証されました。 XNUMX 人の独立したコーダーの評価は、治療の種類、結果変数の測定、および疾患特有の診断の信頼性と妥当性に焦点を当てていました。 しかし、研究では、疾患特有の診断の評価と治療中の結果変数「全体的重症度」の測定の両方に同じツールが適用されています。 結果変数の測定に使用されたツールの信頼性と有効性の評価は、個々の研究におけるバイアスのリスクの評価の一部でもあったため（以下を参照）、カッパ統計によって定量化された評価者間信頼性は、次の場合にのみ実行されました。治療の種類。

個々の研究におけるバイアスのリスク

各研究の内部妥当性は、Effective Public Health Practice Project (EPHPP) が開発した定量的研究のための品質評価ツール ( Thomas、Ciliska、Dobbins、& Micucci、2004 ) を使用して評価した。このツールは内容妥当性と構成概念妥当性が実証されており ( Thomas et al.、2004 )、システマティックレビューとメタアナリシスに推奨されている ( Deeks et al.、2003 )。各研究は、選択バイアス、研究デザイン、交絡因子の特定と制御、盲検化、データ収集ツールの信頼性と妥当性、脱落と離脱の報告と割合の 6 つの領域について標準化された方法で評価された。各領域は、強い、中程度、弱いのいずれかで評価された。総合評価は、6 つの領域の評価後に計算された。最初の 2 人の著者 (MG と ML) は、各研究を独立して評価し、各試験の総合スコアを決定した。評価者間の信頼性は、カッパ統計量を使用して定量化された。著者間の意見の相違は、合意が得られるまで議論を重ねることで解決された。

効果量の計算と定量的データの合成

統計分析は、ソフトウェアプログラム Comprehensive Meta-Analysis (CMA) バージョン 2.2.064 ( Borenstein, Hedges, Higgins, & Rothstein, 2005 ) を使用して実施した。各依存症カテゴリー内で、心理学的、薬理学的、および複合研究で報告された結果変数の効果量を、グループ内研究デザインと対照研究デザインごとに個別に計算した (式については付録を参照)。サンプルサイズが小さいため、効果量は、対応する95% 信頼区間 (CI; Hedges & Olkin, 1984 ) とともに Hedges のgを使用してバイアス補正を行った。平均値と標準偏差が利用できない場合は、同等の推定手順 (例: t値、または正確な確率レベル) に基づいて効果量を計算した。結果変数が複数の測定機器で測定されている場合は、これらの測定機器からのデータを個別に入力し、特定の結果変数についてまとめてプールした ( Lipsey & Wilson, 2000 )。完了者とITT（intention-to-treat）解析の両方に基づくデータを報告している研究については、ITTデータが考慮された。効果の方向は「成功」に応じて調整された。治療群が対照群よりも優れた成績を収めた場合、効果量は正の値となる。コーエンの推奨事項（1977）によれば、効果量は0.20～0.30を小、0.50付近を中、0.80以上を大と分類できる。

研究間の異質性を想定し、効果量の統合にはランダム効果モデルを使用することにしました。効果量の異質性は、対応するp値を持つQ統計量と、効果量の実際の差異が分散の割合によってどの程度反映されているかを示すI 2統計量を使用して調査しました（ Borenstein、Hedges、Higgins、& Rothstein、2009 ; Higgins、Thompson、Deeks、& Altman、2003）。I 2の値が25%、50%、75%の場合は、それぞれ低、中、高に分類されました（Higgins et al.、2003）。

研究間の偏見のリスク

出版バイアスを制御するために、徹底的な文献検索を行い、Rosenthal のフェイルセーフN ( Rosenthal、1979 ) を計算し、ファンネル プロット ( Duval & Tweedie、2000 ) も調べました。Rosenthal (1991)によると、全体的な効果が有意でないために必要な研究数が 5 k + 10 より大きい場合、効果量は頑健であると考えられます。ここでk は研究数を表します。さらに、欠落している研究と、確認された効果量への影響を推定するために、トリム アンド フィル法 ( Duval & Tweedie、2000 ) を使用しました。この方法はファンネル プロットの論理に基づいており、出版バイアスがない場合、結果変数の効果量の対称分布を仮定しています。非対称分布の場合、トリム アンド フィル法は効果量を調整および修正します ( Borenstein et al.、2009 )。分析に利用できる研究が 10 件ある場合にのみ、この方法を適用しました ( Sterne, Egger, & Moher, 2011 )。ファンネル プロットの非対称性は、Egger の検定を使用して評価しました ( Egger, Smith, Schneider, & Minder, 1997 )。単一の極端な効果量値は治療効果の誤解を招く解釈を生み出すため ( Lipsey & Wilson, 2000 )、各研究の効果量が全体的な効果に与える影響を調べるために、CMA が提供する「1 つの研究を除外する」方法を使用しました ( Borenstein et al., 2005 )。再計算された結果が効果量に実質的な影響を与えず、95% CI 内に留まった場合、研究は分析に残されました。

モデレータの分析

効果量の異質性を説明するために、データ分析の種類（ITT分析と完了者分析）と研究の質（EPHPPグローバルスコア）を可能な調整因子として検討した。うつ病と不安はBAと関連していることがわかっているため（例：González-Bueso et al., 2018 ; Starcevic & Khazaal, 2017）、これらの併存疾患（うつ病および/または不安の包含と除外）に応じて効果量が変化するかどうかを検討した。併存疾患、特にうつ病と不安はBAの影響を受けた個人の間で最も一般的であるため（Starcevic & Khazaal, 2017）、併存疾患に関するデータを報告しなかった研究には、うつ病と不安が併存する参加者も含まれていると想定した。心理学的研究については、治療方法（グループ設定 vs. 個別カウンセリング vs. その他の設定 [例: 個人およびグループ設定、家族設定]）、提供方法（対面式 [FTFT] vs. 自己主導型治療 [SGT]）、および心理的介入の種類をさらに調査しました。心理的介入の種類は、心理的戦略を次のサブカテゴリに分けて分析しました。(1) 認知行動療法 (CBT)、認知療法および/または行動療法を含む。(2) さまざまな治療アプローチを含む統合的治療、(3) 家族療法、現実療法、アクセプタンス＆コミットメント療法、芸術療法など、他のカテゴリに関連する心理療法。特に IA については、非西洋諸国で多くの研究が行われたと想定し、以前のメタ分析 ( Winkler et al., 2013 ) に従い、文化的背景 (アジア諸国 vs. その他の国) が調整因子であるかどうかを検討しました。グローバルIAとIGDは異なる概念を表しているため（例：Griffiths & Pontes、2014）、グローバルIAに基づく研究と、IGDやその他のインターネットを利用した活動（例：スマートフォン中毒、ビデオゲーム中毒）を調査した研究との違いも検討した。

薬物療法については、抗うつ薬が他の種類の薬や混合薬（例えば、抗うつ薬とメチルフェニデートの併用）よりも優れているかどうかを検討した。併用療法については、心理的介入と薬理学的介入の両方の影響を検討した。さらに、各依存症カテゴリー内で、治療の種類（心理的介入、薬理学的介入、併用介入）のいずれかが他のものよりも優れているかどうかを検討した。最後に、異なる依存症カテゴリーの心理的介入と薬理学的介入の効果量を比較した。「インターネットは、個人が望むコンテンツ（ギャンブル、ショッピング、チャット、セックスなど）にアクセスできる単なるチャネルである」（Griffiths & Pontes、2014、p. 2）という事実を考慮して、インターネットの使用の有無にかかわらず、過剰な性的行動や購買行動のある個人を含む研究を「セックス依存症」と「強迫的購買」のカテゴリーにまとめた。

カテゴリ変数の調整分析は、T 2のプール推定値と、サブグループ間の差異の解釈に対応するp値に基づく分散分析に基づく Q 検定を用いた混合効果モデルを使用して実施しました ( Borenstein et al., 2009 )。少なくとも 10 件の利用可能な研究がある場合 ( Deeks, Higgins, & Altman, 2011 )、出版年と治療期間 (心理学的試験では治療に費やした総時間数、薬理学的試験では週数で評価) を使用したメタ回帰分析をさらに実施しました。治療に費やした時間数を示す心理学的研究の数が不十分な場合は、週数を使用して治療期間を測定しました。研究間の年齢と性別が研究内の年齢と性別と異なるため、信頼できる解釈が妨げられるため、平均年齢と男性/女性参加者の割合に関するメタ回帰分析は実施しませんでした ( Thompson & Higgins, 2002 )。

結果

研究の選択

研究選択プロセスのフローチャートを図1に示す。治療の種類に関して、評価者間の意見の相違はなかった。

図1。
図1。

研究選択プロセスのフロー図

引用文献：行動嗜癖ジャーナル J Behav Addict 9, 1; 10.1556/2006.2020.00005

研究、治療法、参加者の特徴

すべての依存症カテゴリーにおいて、今回の研究サンプルは対照条件の種類が異なっていた。半数（50%）は対照群を設けておらず、いくつかの研究では待機リスト、無治療、健常対照、プラセボ対照群（30%）、または他の積極的な治療比較（20%）を使用していた。結果は主に完了者（80%）に基づいていた。追跡調査データは、32の心理学的研究（IA：k = 16の研究、期間は1～6か月、M = 3.53、SD = 2.13、SA：k = 11の研究、期間は1.5～6か月、M = 4.27、SD = 1.88、CB：k = 5の研究、期間は3～6か月、M = 5.4、SD = 1.34）、CBカテゴリーの1つの薬理学的研究（12か月の追跡調査）、およびIAカテゴリーの2つの研究（複合介入を使用し、それぞれ1か月の追跡調査でデータを収集）によって提供された。

心理学的研究の大部分はCBT（58%）を検証し、グループ設定（71%）で治療を実施し、対面形式（92%）で実施した。心理的介入に費やされた総時間は、IA、SA、CBの治療でそれぞれ15分から54時間（平均12.55時間、標準偏差10.49）、1週間から26週間（平均10.44、標準偏差6.12）、8週間から20週間（平均11.71、標準偏差3.90）であった。薬理学的研究の大部分は抗うつ薬を検証し（85%）、併用試験の大部分はCBTと抗うつ薬を併用した（71%）。薬物治療の期間は、IA、SA、CBの治療において、それぞれ6～52週間（M = 15.67、SD = 17.95）、12～72週間（M = 24.83、SD = 23.58）、7～12週間（M = 9.50、SD = 2.20）でした。

すべての依存症カテゴリーを合わせて、合計3,531人の参加者が分析されました（IA：n = 2,427、SA：n = 771、CB：n = 333）。研究の大部分には、うつ病と不安症を併発している参加者が含まれていました（77%）。IAに焦点を当てた試験は主にアジア諸国で実施されました（75%）。IAを調べた研究では、サンプル全体のほとんどが男性（76%）で平均年齢は21歳、SAを調べた研究では、サンプル全体のほとんどが男性（98%）で平均年齢は37歳でしたが、CBを調べた研究では、サンプル全体のほとんどが女性（92.45%）で平均年齢は42歳でした。研究の特徴に関する詳細情報は、表1～3に示されています。

表1.インターネット依存症に関する研究の特徴

研究/年 Na 治療群 (N)/治療方法/配送方法b 対照群 （N)/治療方法/配送方法b 培養/D/A(+/-)/IA型 最大掲載期間 t/cc FU (月) 成果（評価） データ分析 EHPPP
心理療法
アヌラーダとシン (2018) 28 CBT (28)/I/FTFT なし アジア/−/IA NA なし GS (IADQ) CO 3
バイとファン (2007) 48 IT (CBT、自制心、社会的能力) (24)/G/FTFT ノーザンテリトリー (24) アジア/+/IA 16 1.5 GS（CIAS-R） CO 3
曹氏ら。 (2007) 57 CBT(26)/G/FTFT ノーザンテリトリー (31) アジア/+/IA 10 なし GS（YDQ、CIAS） CO 2
セリク (2016) 30 EDU(15)/G/FTFT ノーザンテリトリー (15) トルコ/+/IA 10 6 GS（ピウス）

FR（インターネット利用者のうちインターネットゲームをプレイしている人の割合/週）d

 NA 3
デンら。 (2017) 63 CBI (44)/G/FTFT WL(19) アジア/+/IGD 18 6 GS (CIAS) CO 2
デュ他 （2010） 56 IT (CBT、保護者向けトレーニング、教師向け EDU) (32)/G/FTFT ノーザンテリトリー (24) アジア/+/IA 14 6 GS (IOSRS) CO 2
ゴンザレス・ブエソら。 (2018) 30 1) CBT (15)/I/FTFT

2) IT (保護者向け CBT+EDU) (15)/I/FTFT

 HC(30)e スペイン/−/IGD 1）9

2）9

 なし GS(DQVMIA) CO 3
Guo等。 （2008） 28 1) CBT (14)/G/FTFT 2) SUPP (例: IA に関する情報の共有、自尊心とリソースの促進) (14)/G/FTFTf アジア/+/IA 1）8

2) 該当なし

 なし GS (CIAS) CO 2
ハン等。 （2012） 14 FT(14)/F/FTFT なし アジア/−/IGD NA なし GS（YIAS）

FR (ハードウェア)

 CO 3
ハン等。 （2018） 26 CBT(26)/G/FTFT なし アジア/−/IGD 24 なし GS (CIAS)

FR (ハードウェア)

 CO 3
ホイら。 (2017) 73 1) CBT (37)/G/FTFT 2) IT (CBT+EA) (36)/I+G/FTFTf アジア/−/IGD 1）5

2）10

 なし GS (IAD) CO 2
ケとウォン (2018) 157 CBT (157)G/FTFT なし アジア/+/IA 12 1 GS（ピウク） CO 3
カザエイら。 (2017) 48 PI(24)/G/FTFT WL(24) イラン/+/IA NA なし GS（IAT）

FR (ハードウェア)

 NA 3
キム（2008） 25 RT(13)/G/FTFT ノーザンテリトリー (12) アジア/+/IA 12.5 なし GS（K-IAS） NA 3
キング他。 （2017）g CBT (84時間禁欲) (9)/I/NA なし オーストラリア/+/IGD NA 1 GS (IGD チェックリスト)

FR (ハードウェア)

 CO 3
ランら。 (2018) 54 1) CBT (27)/G/FTFT 2) EDU(27)/G/FTFTf アジア/+/SMA 1）8

2）1

 3 GS (MPIAS)

FR (ハードウェア)

 CO 2
Leeら。 （2016） 46 CBT (在宅デイリーライティング) (46)/FTFT/I なし アジア/+/SMA NA なし GS (KSAPS) CO
リーとダイ (2009) 76 CBT (38)/I/FTFT WL(38) アジア/+/IA 14 なし GS (CIAS) CO 3
リー、ガーランドら。 (2017) 30 1) もっと (15)/G/FTFT 2) SUPP (15)/G/FTFTf アメリカ/−/IGD 1）16

2）16

 3 GS (DSM-5 基準) ITT 2
リー、ジンら。 (2017) 73 1) CBT (36)/G/FTFT 2) CBT+EA (37)/I+G/FTFTf アジア/+/IGD 1）5

2）10

 なし GS（IAT） CO 3
リューら。 （2013） 31 1) CBT (16)/G/FTFT 2) SM (例: ギャンブルの頻度の書面による記録、対象となる行動の決定) (15)/G/SGTf アジア/−/IA 1）54

2）24

 なし GS（IAT）

FR (時間/日)

 CO 3
リューら。 （2015） 46 FT(21)/G/FTFT WL(25) アジア/−/IA 12 3 GS（アピウス）

FR (ハードウェア)

 CO 2
Ｐａｌｌｅｓｅｎ ｅｔ ａｌ。 （2015） 12 IT (CBT; FT; SFT; MI) (12)/G/FTFT なし ノルウェー/+/VGA NA なし GS (GASA; PVP) CO 3
パク、キム他(2016) 24 1) CBT (12)/G/FTFT 2) VRT (12)/G/SGTf アジア/−/IGD 1）16

2）4

 なし GS（YIAS） CO 3
ポルノノッパドールら(2018) 54 1) IT (CBT+スキル+スポーツ) (24)/G/FTFT 2) EDU(30)/G/FTFTf アジア/−/IGD NA

2）1

 6 GS（ガスト） CO 2
佐久間ら。 （2017）g 10 IT（CBTを含むSDiC、アウトドアクッキング、ウォークラリー、トレッキング、木工） (10) G/FTFT なし アジア/−/IGD NA 3 FR (ゲーム h/d; h/w; d/w) CO 3
Shekら。 （2009） 22 IT（個人および家族のカウンセリング、ピアサポート）(22)/I/FTFT なし アジア/+/IA NA なし GS (CIA-Y; CIA-G) CO 3
セイら。 (2018) 46 MI (PFB) (46)/I/SGT なし アジア/+/IA NA なし GS（IAT） CO 3
スら。 （2011） 59 CBT（オンライン治療プログラム）

1) LE (17)/I/SGT

2) NE (12)/I/SGT

3) NI (14)/I/SGT

 ノーザンテリトリー (16) アジア/+/IA 1）0.48

2）0.48

3）0.26

 なし GS（YDQ）

FR (ハードウェア)

 CO 2
van Rooij等。 （2012） 7 CBT (7)/I/FTFT なし オランダ/+/IA 7.5 なし GS（CIUS）

FR (d/w; h/d)

 CO 3
ヴァルトバーグら。 (2014) 18 CBT(18)/G/FTFT なし ドイツ/+/IA 12 なし GS（CIUS）

FR (平日 XNUMX 時間、週末 XNUMX 時間)

 CO 3
ヴェルフリングら。 (2014) 42 CBT (42)/G+I/FTFT なし ドイツ/−/IA 32 なし GS（アイカ-S）

FR（時間/週末）

 ITT 3
ヤンとハオ (2005) 52 IT (SFBT; FT; CT) (52)/I/FTFT なし アジア/+/IA NA なし GS（YDQ） CO 3
ヤン他 （2017） 14 1) CBT (14)/G+I/FTFT

2) EA (16) h

 HC(16)e アジア/−/IA 20 なし GS（IAT） CO 2
ヤオら。 （2017） 37 IT (RT; MFM) (18) G/FTFT ノーザンテリトリー (19) アジア/+/IGD 12 なし GS (CIAS) CO 3
ヤング（2007） 114 CBT (114)/I/FTFT なし 米国/+/IA NA 6 GS (APA; CCU; MSA; SF)

FR（OA）

 CO 3
ヤング（2013） 128 CBT 修正 (128)/I/FTFT なし 米国/+/IA NA 6 GS (IADQ) CO 3
張（2009） 70 IT (CBT; スポーツ) (35)/G/FTFT ノーザンテリトリー (35) アジア/+/IA 24 なし GS（IAT） CO 3
チャン他。 （2009） 11 CBT(11)/G/FTFT なし アジア/+/IA NA なし GS（IAT） CO 2
チャン他。 （2016） 36 IT (CBI+MFTR) (20)/G/FTFT ノーザンテリトリー (16) アジア/+/IGD 17 なし GS (CIAS)

FR (ハードウェア)

 CO 2
Zhong et al。 （2011） 57 1) FT(28)/G/FTFT 2) IT (軍事訓練、スポーツ、依存性行動を対象とした治療) (29)/G/FTFTf アジア/−/IA 24.5

2) 該当なし

 3 GS（OCS） CO 2
朱ら。 (2009) 45 1) CBT (22)/G/FTFT 2) IT (CBT+EA) (23)/I+G/FTFTf アジア/+/IA 5

2）10

 なし GS（ISS） CO 2
朱ら。 (2012) 73 1) CBT (36)/G/FTFT 2) IT (CBT+EA) (37)/I+G/FTFTf アジア/+/IA 5

2）10

 なし GS（IAT） CO 2
薬理学的治療
ビペタら。 (2015) 11 さまざまな抗うつ薬 (クロナゼパムを 3 週間で減量した後) (11)

(IAおよびOCDの参加者)

 2) さまざまな抗うつ薬 (クロナゼパムを 3 週間で減量した後) (27)

（強迫性障害の参加者のみ）

 インド/−/IA 52 なし GS (YBOCS; IAT) NA 3
デッロッソら。 (2008) 17 エスシタロプラム (17) なし 米国/+/IA 10 なし GS (IC-IUD-YBOCS)

FR (ハードウェア)

 CO 3
ハン等。 （2009） 21 メチルフェニデート (21)

(協奏曲)

 なし アジア/−/IGD 8 なし GS（YIAS-K）

FR (時間/日)

 CO 3
ハン等。 （2010） 11 ブプロピオン SR (11) なし アジア/−/IGD 6 なし GS（YIAS）

FR (時間/日)

 CO 3
パク、リーら(2016) 86 1) メチルフェニデート (44) 2) アトモキセチン (42)f

10～60 mg/日

 アジア/−/IGD 12 なし GS（YIAS） CO 3
ソン他 （2016） 119 1) ブプロピオン SR (44)

2) エスシタロプラム (42)

 ノーザンテリトリー (33) アジア/−/IGD 6 なし GS（YIAS） CO 2
複合治療
ハンとレンショー (2012) 25 1) ブプロピオン+8 セッション EDU (25) 2) プラセボ + 8 セッション EDU (25)e アジア/+/IGD 8 1 GS（YIAS）

FR (ハードウェア)

 CO 2
Kimら。 （2012） 32 1) ブプロピオン+8 セッション CBT (32) 2) ブプロピオン+10分。 毎週のインタビュー (33)e アジア/+/IGD 8 1 GS（YIAS）

FR (ハードウェア)

 CO 2
リーら （2008） 48 多様な抗うつ薬

+CBT+FT (48)

 なし アジア/+/IA 4 なし GS (IRQ) CO 3
ナム他。 （2017） 30 1) ブプロピオン+EDU (15) 2) エスシタロプラム+EDU (15)f アジア/+/IGD 12 なし GS（YIAS） CO 2
サントスら。 (2016) 39 混合薬剤 + 10 セッション修正 CBT (39) なし ブラジル/+/IA 10 なし GS（IAT） CO 3
ヤン他 （2005） 18 CBT+ペアレントトレーニング+フルオキセチン (18) なし アジア/+/IA 10.5 なし GS（CIUS） CO 3

注。A = 不安; AICA-S = インターネットおよびコンピュータゲーム依存症の評価尺度; APA = 問題のある性的オンラインアプリケーションからの禁欲; APIUS = 青年期の病的インターネット使用尺度; CBI = 渇望行動介入; CBT = 認知行動療法; CCU = コンピュータ使用の制御; CIA-G = ゴールドバーグの枠組みに基づく評価ツールの中国語版; CIA-Y = ヤングのインターネット依存症尺度の中国語版; CIAS = 中国語インターネット依存症尺度; CIAS-R = 中国語インターネット依存症尺度改訂版; CIUS = 強迫的インターネット使用尺度; CO = 完了者のみ; CT = 認知療法; d = 日; D = うつ病; DQVMIA = ビデオゲーム、携帯電話、またはインターネット依存症の診断面接（インターネットゲーム障害の DSM-5 基準に基づく）; EA = 電気鍼; EDU = 教育プログラム; EPHPP = 効果的な公衆衛生実践プロジェクト (1 = 強い、2 = 中程度、3 = 弱い評価)；F = 家族；FR = 頻度；FT = 家族療法；FTFT = 対面治療；FU = フォローアップ；G = 集団療法；GA-MET = 集団活動に基づく動機づけ強化療法；GASA = 青少年向けゲーム依存症尺度；GAST = ゲーム依存症スクリーニングテスト；GS = 全体的な重症度；h = 時間；HC = 健康対照群；I = 個別カウンセリング；IA = インターネット依存症；IADQ = インターネット依存症診断質問票；IAT = インターネット依存症テスト；IC-IUD-YBOCS = 衝動的強迫性インターネット使用障害用に採用されたイェール・ブラウン強迫性尺度；IGD = インターネットゲーム障害；IOSRS = インターネット過剰使用自己評価尺度；IRQ = インターネット関連質問票；ISS = インターネット依存症自己評価尺度；IT = 統合的治療； ITT = 治療意図; K-IAS = インターネット依存尺度の韓国語版; KSAPS = 韓国語スマートフォン依存尺度; LE = 実験室環境; MFM = マインドフルネス瞑想; MFTR = マインドフルネス訓練; MI = 動機づけ面接; MORE = マインドフルネス指向回復強化; MSA = 携帯電話インターネット依存尺度; インターネット乱用をやめる動機; NA = 利用不可; NE = 自然環境; NI = 非対話型治療条件; NT = 治療なし; OA = オフライン活動に従事できる能力; OCD = 強迫性障害; OCS = オンライン認知尺度; PI = ポジティブ心理学介入; PIUQ = 問題のあるインターネット使用質問票; PIUS = 問題のあるインターネット使用尺度; PVP = 問題のあるビデオゲームプレイ尺度; RT = 現実療法; SDiC = 自己発見キャンプ; SF = 性的に露骨なオンライン資料を控える能力; SFBT = ソリューションフォーカス短期療法、SFT = ソリューションフォーカス療法、SGT = 自己指導型治療、SM = 自己管理、SMA = スマートフォン依存症、S-MAT = ソーシャルメディア依存症テスト、SR = 持続放出、SUPP = 支持療法、VGA = ビデオゲーム依存症、VRT = 仮想現実療法、w = 週、WL = 待機リスト、YDQ = ヤング診断質問票、YIAS = ヤングインターネット依存症尺度、YIAS-K = ヤングインターネット依存症尺度（韓国語版）。

分析対象となった被験者の数。

b調整変数「治療方法」と「提供方法」は心理療法にのみ適用されました。

c心理学的研究の場合、治療期間は治療群（t）と対照群（c）の治療に費やした総時間数で測定した。薬理学的研究および併用研究の場合、治療期間は週数で測定した。

d結果変数「頻度」に関するデータは、治療群についてのみ入手可能でした。

e対照条件は、選択基準との不適合のため、分析から除外されました。

f対照群は、別の治療群として扱われた。

gこの研究では、治療前から追跡調査までのデータのみが報告されている。

h治療条件は選択基準との不適合のため、分析から除外されました。

表2．性依存症に関する研究の特徴

研究/年 トータル Na 治療群 (N)/治療方法/配送方法b 対照群 （N)

治療方法／投与方法b

 最大掲載期間 t/cc/D/A(+/-) FU (月) 成果（評価） データ分析 EHPPP
心理療法
クロスビー (2012) 27 ACT(14)/I/FTFT WL(13) 12 / + 5d GS（SCS）

FR (ポルノ視聴時間/w、DDQ の修正版)

 CO 2
ホールバーグら。 (2017) 10 CBT(10)/G/FTFT なし 8/− 6 GS (HD:CAS; HDSI) ITT 3
ホールバーグら。 (2019) 137 CBT(70)/G/FTFT WL(67) 8/− 6 GS (HD:CAS; SCS) ITT 2
ハーディ他 （2010） 138 CBT（カンデオオンラインプログラム）(138)/I/SGT なし 26 / + なし GS (PDR)

FR（ポルノ使用/男性、オナニー/男性）

 CO 3
ハートら。 (2016) 49 MI (49)/G/FTFT なし 7 / + 3 GS（SCS） CO 3
ハートマンら。 (2012)e 57 IT (SA および SA-SUD 用プログラム)/I+G/FTFT (57) なし 13 / + 6 GS（CSBI） CO 3
クロンツら。 (2005) 38 1) IT (EXPT; CBT; EDU; M-Medit.)、男性 (28)/G/FTFT

2) IT (EXPT; CBT; EDU; M-Medit.)、女性 (10)/G/FTFT

 なし 1) 1/+

2) 1/+

 6 GS (GSBI; CGI) CO 3
レビンら。 (2017) 11 ACT (SHWB)(11)/I/SGT なし 8 / + 1.5 GS (CPUI)

FR（ポルノ視聴ハードウェア）

 CO 3
ミナルシク (2016) 12 CBT (12)/I/FTFT なし 12 / + なし GS (クラップス、HBI、SCS)

FR (ポルノ視聴時間/週)

 CO 3
オルザックら。 (2006) 35 IT (RtC; CBT; MI) (35)/G/FTFT なし 16 / + なし FR（ポルノ視聴/w; OTIS） CO 3
パチャンキスら。 (2015) 63 CBT (UPに基づくESTEEM-SC) (32)/I/FTFT WL(31) 12 / + 3 GS（SCS） ITT 2
パーソンズ等。 （2017） 11 CBT (UPに基づくESTEEM-SC) (11)/I/FTFT なし 12 / + なし GS（SCS） CO 3
クワッドランド (1985)e 15 1) GPT/G/FTFT (15) 2) その他の問題の影響を受ける参加者向けの PT/I/FTFT (14)f 20 / + 6 FR (n 人の異なる性的パートナー/過去 3 か月; XNUMX 回しか会わなかった性的パートナーの %; XNUMX 人のパートナーとのセックスの %; 公共の場でのセックスの %) CO 3
サディザら。 (2011) 10 CBT(10)/G/FTFT なし 12 / + なし GS（SCS） CO 3
Twohig and Crosby（2010） 6 ACT(6)/I/FTFT なし 8 / + 3 FR (ポルノ視聴 h/d) CO 3
ウィルソン（2010） 54 1) アートセラピー (27)/G/FTFT 2) 修正CBT (TCA) (27)/G/FTFTg 1) 6/+

2) 6/+

 1.5 GS（HBI-19） CO 2
薬理学的治療
カフカ（1991） 10 多様な抗うつ薬

+リチウム (10)

 なし 12 / + なし GS（SOI） CO 3
カフカとプレンキー (1992) 16 フルオキセチン (16) なし 12 / + なし GS（SOI） CO 3
カフカ（1994） 11h セルトラリン (11) なし 17 / + なし GS（SOI）

FR (空想、衝動、性的活動 分/日)

 CO 3
カフカとヘンネン (2000) 26 多様な抗うつ薬+メチルフェニデート (26) なし 72 / + なし GS（TSO）

FR（空想、衝動、性的活動を毎週分）

 ITT 3
ウェインバーグら。 (2006) 28 シタロプラム (13) 人民解放軍 (15) 12/− なし GS (YBOCS-CSB; CSBI; CGI-CSB)

FR（オナニー、インターネット利用、ポルノ利用ハードウェア）

 ITT 2
複合治療
ゴーラとポテンザ (2016) 3 CBT+パロキセチン (3) なし 10 / + なし FR（ポルノ使用/w） CO 3
スキャナビノら。 (2013) 4 STPGP+各種薬剤 (4) なし 16 / + なし GS（SCS） CO 3

注。A = 不安; ACT = アクセプタンス＆コミットメント・セラピー; BSI = 簡易症状チェックリスト; CBT = 認知行動療法; CGI-CSB = 強迫性性行動用に採用された臨床全般印象尺度; CLAPS = クリアレイクポルノ中毒尺度; CO = 完了者のみ; CPUI = サイバーポルノ使用チェックリスト; CSBI = 強迫性性行動チェックリスト; D = うつ病; d = 日; DDQ = 毎日の飲酒質問票; EDU = 心理教育; EPHPP = 効果的な公衆衛生実践プロジェクト (1 = 強い、2 = 中程度、3 = 弱い評価); ESTEEM = 効果的な男性を力づけるための効果的なスキル; EXPT = 体験療法; FR = 頻度; FTFT = 対面治療; FU = フォローアップ; G = グループ設定; GPT = グループ心理療法; GS = 全般的重症度; GSBI = ガロス性行動チェックリスト; h = 時間; HBI = 過剰性行動インベントリー; HD:CAS = 過剰性障害:現在の評価尺度; HDSI = 過剰性障害スクリーニングインベントリー; I = 個別カウンセリング; IT = 統合的治療; ITT = 治療意図; m = 月; M-Medit. = マインドフルネス瞑想; MI = 動機づけ面接; NA = 利用不可; OTIS = オルザック時間強度調査; PDR = 回復の心理的側面 (強迫的な性的思考、回復に対する建設的な反応、肯定的感情、否定的感情、依存症に対する主体性の認識、依存症に対する責任を否定する傾向、人生の意味、他者とのつながり、許されたという感情、思考と誘惑的な状況の認識、健全な快楽の発散); PLA = プラセボ; PT = 心理療法; RtC = 変化への準備; SA = 性依存症; SA-SUD = 性依存症と物質依存症の併存; SC = 性的強迫性; SCS = 性的強迫性尺度; SGT = 自己指導型治療; SHWB = セルフヘルプワークブック; SOI = 性的発散インベントリー; STPGP = 短期精神力動的集団精神療法; TCA = タスク中心アプローチ; TSO = 総合的性的発散; UP = 感情障害のトランス診断治療のための統一プロトコル; W = 待機リスト; w = 週; YBOCS-CSB = 強迫性性行動用に修正されたイェール・ブラウン強迫性尺度。

分析対象となった被験者の数。

b調整変数「治療方法」と「提供方法」は心理療法にのみ適用されました。

c治療期間は週数で測定した。

d治療前から追跡調査までのデータは、結果変数「頻度」についてのみ利用可能でした。

eこの研究では、治療前から追跡調査までのデータのみが報告されている。

f対照条件は、選択基準との不適合のため、分析から除外されました。

g対照群は治療群として扱われた。

h分析には、パラフィリア関連障害と診断された参加者のみが含まれた。

表3．強迫的購買に関する研究の特徴

研究/年 トータル Na 治療群 (N)/治療方法/配送方法b 対照群 （N) 最大掲載期間 t/cc/D/A(+/-) FU (月) 成果（評価） データ分析 EHPPP
心理療法
アームストロング (2012) 10 MBSR(4)/G/FTFT ノーザンテリトリー (6) 8 / + 3 GS (CBS; YBOCS-SV; IBS) CO 2
ベンソンら。 (2014) 11 IT (CBT、PSYDYN、PSYEDU、ミシガン州、

ACT、マインドフルネス要素) (6)/G/FTFT

 WL(5) 12 / + 6 GS (mod.VCBS; RCBS; CBS;

YBOCS-SV)

FR（購入に費やした時間／週、購入エピソード数／週）d

 CO 2
フィロメンスキーとタバレス (2009) 9 CBT(9)/G/FTFT なし 20 / + なし GS（YBOCS-SV） CO 3
ミッチェル等。 （2006） 35 CBT(28)/G/FTFT WL(7) 10 / + 6e GS (YBOCS-SV; CBS)

FR (エピソードの購入/週、購入に費やした時間/週)

 ITT 2
ミュラーら。 (2008) 60 CBT(31)/G/FTFT WL(29) 12 / + 6e GS (CBS; YBOCS-SV; G-CBS) ITT 2
ミュラーら。 (2013) 56 1) CBT (22)/G/FTFT

2) GSH プログラム (CBT WB+5 電話セッション) (20)/I/SGT

 WL(14) 1) 10/+

2) 10/+

 6 GS (CBS; YBOCS-SV) ITT 2
薬理学的治療
ブラック等。 （1997） 10 フルボキサミン (10) なし 9/− なし GS（YBOCS-SV） CO 2
ブラック等。 （2000） 23 フルボキサミン (12) 人民解放軍 (11) 9/− なし GS（YBOCS-SV） ITT 2
グラント等。 （2012） 9 メマンチン (9) なし 8/− なし GS (YBOCS-SV、mod.CB-SAS) CO 2
コーラン等。 （2002） 24 シタロプラム (24) なし 12 / + なし GS（YBOCS-SV） ITT 2
コーラン等。 （2003） 23 シタロプラム (23) なし 7 / + なし GS (YBOCS-SV、CBS、IBTS) ITT 2
コーラン等。 （2007） 26 エスシタロプラム (26) なし 7 / + なし GS（YBOCS-SV） ITT 3
ニナンら。 (2000) 37 フルボキサミン (20) 人民解放軍 (17) 12 / + なし GS（YBOCS-SV） ITT 3

注：A = 不安；ACT = アクセプタンス＆コミットメント・セラピー；CBS = 強迫的購買尺度； CB-SAS = 強迫的購買症状評価尺度（ギャンブル症状評価尺度の修正版）; CBT = 認知行動療法; CO = 完了者のみ; D = うつ病; EPHPP = 効果的な公衆衛生実践プロジェクト（1 = 強い、2 = 中程度、3 = 弱い評価）; FTFT = 対面治療; FR = 頻度; FU = フォローアップ; G = グループ設定; G-CBS = カナダ強迫的購買測定尺度、ドイツ語版; GS = 全体的な重症度; GSH = ガイド付きセルフヘルプ; h = 時間; I = 個別カウンセリング; IBS = 衝動購買尺度; IBTS = 衝動購買傾向尺度; ITT = 治療意図分析; MBSR = マインドフルネスに基づくストレス軽減; MI = 動機づけ面接; NA = 利用不可; NT = 治療なし; PLA = プラセボ対照群; PSYDYN = 精神力動的; PSYEDU =心理教育的; RCBS = リッチモンド強迫性購買尺度; SGT = 自己指導型治療; VCBS = 価数強迫性購買尺度; WB = ワークブック; WL = 待機リスト; w = 週; YBOCS-SV = イェール・ブラウン強迫性尺度-買い物バージョン。

分析対象となった被験者の数。

b調整変数「治療方法」と「提供方法」は心理療法にのみ適用されました。

c治療期間は週数で測定した。

d結果変数「頻度」に関するデータは、治療群についてのみ入手可能でした。

eこれらの研究は、治療後から追跡調査までのデータのみが報告されていたため、追跡調査分析から除外されました。

研究内の偏見のリスク

異なる依存症カテゴリーに含まれる研究のグローバルEPHPPスコアは、表1～3に示されています。妥当性評価は2人の独立した評価者によって実施され、IAおよびSAカテゴリーの研究についてはκ = 0.73、 CBカテゴリーの研究についてはκ = 0.75の評価者間信頼性が得られました。

研究全体にわたる結果の統合とバイアスのリスク

表4には、治療後および追跡調査におけるすべての結果について、グループ内研究デザインと対照研究デザインごとに、すべてのタイプの依存症と治療法の統合効果量、95%信頼区間、および有意性検定の概要が示されています。治療後の各条件、治療法、および結果のグループ内効果量のフォレストプロットは図2に示されています。

表4．治療後および追跡調査時における、あらゆる種類の依存症、アウトカム、および研究デザインに関する効果量

結果 エフェクトの種類 k g 95％CI z p I2 FS N
インターネット中毒
心理療法
グローバルな重大度 グループ内（ポスト） 54 1.51 [1.29、1.72] 13.79 <0.001 93.66 18,317
制御（ポスト） 15 1.84 [1.37、2.31] 7.268 <0.001 83.56 1,254
グループ内（FU） 17 1.48 [1.11、1.85] 7.92 <0.001 94.61 4,221
周波数 グループ内（ポスト） 17 1.09 [0.73、1.49] 6.02 <0.001 92.54 1,801
制御（ポスト） 6 1.12 [0.41、1.83] 3.08 <0.01 78.05 69
グループ内（FU） 6 1.06 [0.12、2.00] 2.21 <0.05 97.30 259
薬物療法
グローバルな重大度 グループ内（ポスト） 8 1.13 [0.85、1.42] 7.78 <0.001 78.76 564
制御（ポスト） 2 1.28 [0.85、1.71] 5.85 <0.001 0.00 –a
グループ内（FU） NA
周波数 グループ内（ポスト） 3 0.72 [0.49、0.96] 6.01 <0.001 0.00 27
制御（ポスト） NA
グループ内（FU） NA
併用治療
グローバルな重大度 グループ内（ポスト） 7 2.51 [1.70、3.33] 6.03 <0.001 92.99 756
制御（ポスト） NA
グループ内（FU） 2 2.15 [0.66、3.65] 2.82 <0.01 93.55 –a
周波数 グループ内（ポスト） 2 2.77 [2.29、3.24] 11.39 <0.001 14.43 –a
制御（ポスト） NA
グループ内（FU） 2 2.69 [2.06、3.32] 8.43 <0.001 49.72 –a
セックス中毒
心理療法
グローバルな重大度 グループ内（ポスト） 14 1.09 [0.74、1.45] 6.03 <0.001 92.54 1,311
制御（ポスト） 3 0.70 [0.42、0.99] 4.87 <0.001 7.02 19
グループ内（FU） 10 1.00 [0.67、1.32] 6.02 <0.001 90.02 760
周波数 グループ内（ポスト） 6 0.75 [0.46、1.03] 5.10 <0.001 70.96 177
制御（ポスト） 1 1.67 [0.82、2.53] 3.83 <0.001 0.00 –a
グループ内（FU） 4 0.83 [0.37、1.29] 3.57 <0.001 71.59 45
薬理学的治療
グローバルな重大度 グループ内（ポスト） 5 1.21 [0.88、1.54] 7.12 <0.001 50.42 134
制御（ポスト） 1 0.14 [−0.58、0.87] 0.38 0.70 0.00 –a
グループ内（FU） NA
周波数 グループ内（ポスト） 3 0.87 [0.63、1.12] 6.92 <0.001 0.00 33
制御（ポスト） 1 0.79 [0.04、1.55] 2.06 <0.05 0.00 –a
グループ内（FU） NA
複合治療
グローバルな重大度 グループ内（ポスト） 1 1.91 [0.75、3.08] 3.22 <0.001 0.00 –a
制御（ポスト） NA
グループ内（FU） NA
周波数 グループ内（ポスト） 1 1.04 【0.22,1.85] 2.49 <0.001 0.00 –a
制御（ポスト） NA
グループ内（FU） NA
強制購入
心理療法
グローバルな重大度 グループ内（ポスト） 7 1.00 [0.75、1.25] 7.88 <0.001 46.43 210
制御（ポスト） 6 0.75 [0.42、1.08] 4.45 <0.001 0.00 27
グループ内（FU） 4 1.36 [0.88、1.84] 5.57 <0.001 53.65 66
周波数 グループ内（ポスト） 2 0.97 [0.68; 1.26] 6.55 <0.001 0.00 –a
制御（ポスト） 1 2.48 [1.46、3.49] 4.76 <0.001 0.00 –a
グループ内（FU） 1 1.01 [0.47、1.55] 3.68 <0.001 0.00 –a
薬理学的治療
グローバルな重大度 グループ内（ポスト） 7 1.52 [1.18、1.86] 8.84 <0.001 63.17 386
制御（ポスト） 2 -0.13 [−0.82、0.57] -0.35 0.724 0.00 –a
グループ内（FU） 1 -0.49 [−1.00、0.03] -1.86 0.063 0.00 –a
周波数 グループ内（ポスト） NA
制御（ポスト） NA
グループ内（FU） NA

注：k = 治療条件の数、g = ヘッジのg、CI = 信頼区間、I 2 = 研究間の全変動の割合、FS N = フェイルセーフN（有意でない治療効果を得るために必要な研究の数）、NA = 利用不可。

利用可能な研究が3件未満であったため、フェイルセーフNは算出されませんでした。

図2。
図2。図2。図2。

各状態、治療法、および治療後の転帰に関する全体的なグループ内効果量。 ACT = 受容およびコミットメント療法。 AD = 抗うつ薬。 ArtTh = アートセラピー。 ATO = アトモキセチン。 BUP = ブプロピオン; CBI = 欲求行動介入。 CBT = 認知行動療法。 CIT = シタロプラム; EDU = 教育プログラム。 ESC = エスシタロプラム; FLU = フルボキサミン; FT = 家族療法。 GSH = ガイド付きセルフヘルプ。 IT = 統合的介入。 LE = 実験室環境。 MBRS = マインドフルネスに基づくストレス軽減。 MEM = メマンチン。 METH = メチルフェニデート; MI = 動機付け面接。 MORE = マインドフルネス指向の回復強化。 NE = 自然環境。 NI = 非対話型治療条件。 PFB = パーソナライズされたフィードバック。 PI = ポジティブ心理学介入。 PTr = ペアレントトレーニング。 RT = 現実療法。 RW = 相対重量。 SER = セルトラリン; SH = 自助。 SUPP = 支持療法。 UP = 感情障害のトランス診断的治療のための統一プロトコル。 VRT = 仮想現実療法

引用文献：行動嗜癖ジャーナル J Behav Addict 9, 1; 10.1556/2006.2020.00005

治療後およびフォローアップにおける心理的治療の効果量

依存症のカテゴリー全体にわたる心理療法は、両方の研究デザインにおいて、中程度から大きな短期的な効果量を示した。すべての依存症カテゴリーにおける長期的な効果量は、治療効果が維持されていることを示していた。表4に示すように、IAおよびSAカテゴリー内の結果変数については、研究間で主に高い異質性が観察され、CBカテゴリーでは中程度の異質性または均質性が観察された。

IAカテゴリー内では、トリムアンドフィル法により、グループ内研究デザインにおいて、全般的重症度の減少に関するファンネルプロットの非対称性を引き起こす研究が17件、頻度の減少に関する研究が1件特定されました。これらの補完された研究を用いた分析では、効果量がわずかに減少していることが示唆されました（全般的重症度：g = 0.87、95% CI [0.82, 0.92]、Egger検定p < 0.001、頻度：g = 0.93、95% CI [0.84, 1.03]、Egger検定p = 0.282）。これは、出版バイアスの影響が有意ではないことを示唆しています。対照研究デザインに基づく全般的重症度の減少については、出版バイアスの兆候は見られませんでした（Egger検定p = 0.067）。 SAカテゴリー内では、トリムアンドフィル法により、全体的な重症度の減少に関してファンネルプロットの非対称性を引き起こす研究が1件特定され、この結果変数の効果量がわずかに減少しました（g = 0.88、95% CI [0.79; 0.97]、Egger検定p = 0.318）。フェイルセーフN分析が実施されるたびに、SAおよびCBカテゴリーにおける全体的な重症度の減少に関する制御された効果量を除き、すべての依存症カテゴリーにおける効果量は結果変数に対して頑健であると考えられました。SAおよびCBカテゴリーにおける全体的な重症度の減少に関する制御された効果量は頑健ではありませんでした。

治療後および追跡調査における薬物治療の効果量

治療後、すべての依存症カテゴリーにおけるグループ内効果量は中程度から大であった。制御された効果量は主に単一の試験に基づいており、IAカテゴリーでは大、SAおよびCBカテゴリーでは小および負の値であった。追跡調査データが不足していたため、長期的な効果量の解釈はできなかった。依存症カテゴリー内のアウトカム変数については、研究間で高および中程度の異質性が観察された。利用可能なデータに対して実施されたフェイルセーフN分析は、効果量の頑健性を示唆した。

治療後およびフォローアップにおける併用治療の効果量

複合介入は、グループ内研究デザインに基づき、IAとSAの治療にのみ実施され、短期的な効果量は大きかった。追跡調査データはIAカテゴリーでのみ入手可能であり、同様に大きな効果量が得られた。IAカテゴリーにおける全般的重症度の軽減については、研究間で高い異質性が観察されたが、フェイルセーフNは効果量の頑健性を示した。

XNUMX 研究を削除した手順による異常値の特定では、心理療法、薬理学療法、および併用療法の全体的な効果に対する単一研究の影響は示されませんでした。

モデレーターの分析

グループ内効果量については、調整因子分析を実施した。治療後のカテゴリ変数に関する結果は表5に示す。

表5.あらゆる種類の依存症および結果に関するカテゴリ変数の調整因子分析

IA SA CB
モデレータ 結果変数 Qベット p(Q) Qベット p(Q) Qベット p(Q)
心理療法
心理療法の種類 (CBT vs. IT vs. その他)
GS 4.24 0.120 4.50 0.105 0.34 0.945
FR 0.11 0.947 15.67 <0.001a – –
治療法 (グループ vs 個人 vs その他)
GS 0.47 0.792 0.11 0.741b 0.44 0.508b
FR 0.55 0.761 14.55 <0.001b
配信モード (FTFT 対 SGT)
GS 9.15 <0.01 0.56 0.453 0.44 0.508
FR 2.03 0.154 0.76 0.384 – –
併存疾患 (D/A が含まれるか除外されるか)
GS 0.02 0.898 0.84 0.360 0.00 1.00
FR 1.13 0.289 0.00 1.00 – –
データ分析 (コンプリーター vs. ITT)c
GS 0.30 0.586 0.99 0.320 0.007 0.933
FR 0.09 0.771 0.00 1.00 – –
EHPPP (1 = 強い vs. 2 = 中程度 vs. 3 = 弱い内部妥当性)d
GS 1.14 0.285 2.24 0.134 0.02 0.903
FR 1.94 0.164 0.53 0.466 – –
文化 (アジア vs. 西洋諸国)
GS 0.54 0.461 – – – –
FR 0.58 0.447 – – – –
IA タイプ (グローバル IA 対 IGD 対 その他)
GS 1.63 0.653 – – – –
FR 4.21 0.122 – – – –
薬理学的治療e
薬物治療の種類 (AD vs. 混合治療またはその他)
GS 5.62 <0.05f 0.09 0.765 0.65 0.421g
併存疾患 (D/A が含まれるか除外されるか)
GS 0.73 0.392 –h –h 0.22 0.642
データ分析 (コンプリーター vs. ITT)
GS 0.00 1.00 0.76 0.383 4.89 <0.05
EHPPP (1 = 強い vs. 2 = 中程度 vs. 3 = 弱い内部妥当性)d
GS 0.47 0.493 –h –h 2.52 0.112
文化 (アジア vs. 西洋諸国)
GS 7.32 <0.01 – – – –
IA タイプ (グローバル IA 対 IGD 対 その他)
GS 7.32 <0.01i – – – –
複合治療e
薬物治療の種類 (AD vs. 混合治療またはその他)
GS 0.83 0.362j – – – –
心理療法の種類 (CBT vs. IT vs. その他)
GS 20.81 <0.001k – – – –
心理療法のモード（集団対個人対その他）
GS 0.29 0.592b – – – –
併存疾患 (D/A が含まれるか除外されるか)
GS 0.00 1.00 – – – –
データ分析 (コンプリーター vs. ITT)
GS 0.00 1.00 – – – –
EHPPP (1 = 強い vs. 2 = 中程度 vs. 3 = 弱い内部妥当性)d
GS 6.06 <0.05 – – – –
文化 (アジア vs. 西洋諸国)
GS 0.83 0.362 – – – –
IA タイプ (グローバル IA 対 IGD 対 その他)
GS 6.06 <0.05i – – – –

注：A = 不安症、AD = 抗うつ薬、CB = 強迫的買い物、CBT = 認知行動療法、D = うつ病、EPHPP = 効果的な公衆衛生実践プロジェクト（定量的研究の質評価ツール）、GS = 全般的重症度、FR = 頻度、FTFT = 対面治療、IA = インターネット依存症、IGD = インターネットゲーム障害、IT = 統合的治療、ITT = 治療意図分析、Qbet = サブグループ間の差異の均一性統計量、SA = 性依存症、SGT = 自己指導型治療。

CBT : g = 0.98; 95% CI [0.83, 1.13]; p ≤ 0.001; IT: g = 0.25; 95% CI [−0.08, 0.58]; p = 0.132; その他の治療法（すなわち、アクセプタンス＆コミットメント・セラピー）：g = 0.80; 95% CI [0.51, 1.10]; p ≤ 0.001。

bモデレーター分析には、2つのサブグループ（グループ対個人）のみが含まれていました。

cデータ分析の種類が明記されている研究のみが分析に含まれた（表1参照）。

dモデレーター分析には、2つのサブグループ（2＝中程度、3＝弱い）のみが含まれていました。

e結果変数「頻度」に関する調整分析は、研究数が不十分であったため実施されなかった。

fモデレーター分析には、2つのサブグループ（AD vs. 他の薬剤［メチルフェニデート、アトモキセチンなど］）のみが含まれていました。

gモデレーター分析には、2つのサブグループ（AD vs. 他の薬剤［すなわち、メマンチン］）のみが含まれていました。

hモデレーター分析の結果は解釈されなかった。なぜなら、2つのサブグループのうち1つに残った研究は1つだけだったからである。

iモデレーター分析には、2つのサブグループ（IA対IGD）のみが含まれていました。

jモデレーター分析には、2つのサブグループ（AD対混合）のみが含まれていました。

kモデレーター分析には、2つのサブグループ（CBT対その他の治療法［つまり、教育プログラム］）のみが含まれていました。

あらゆる種類の依存症と介入における効果量は、研究の質、併存するうつ病と不安、および出版年によって影響を受けなかった（IA：全体的な重症度：β = −0.02、SE = 0.03、p = 0.417、頻度：β = −0.09、SE = 0.05、p = 0.075、SA：全体的な重症度：β = −0.03、SE = 0.04、p = 0.519）。

IAに関しては、SGTと比較してFTFTの方が有意に大きな効果量が見られ、全体的な重症度（β = 0.04、SE = 0.01、p < 0.01）と頻度（β = 0.03、SE = 0.009、p < 0.01）の減少には、治療時間数が多い介入の方が有意に効果量が大きいことがわかった。薬理学的研究における全体的な重症度の減少については、抗うつ薬は他の化学薬剤（メチルフェニデート、アトモキセチンなど）と比較して、アジア諸国と比較して他国で実施されたものの方が効果量が大きく、全体的なIAはIGDやスマートフォン依存症と比較して効果量が大きいことがわかった。

SA に関しては、CBT およびその他の心理療法 (つまり、受容およびコミットメント療法) は統合的介入よりも利点があり、頻度を減らすにはグループ設定よりも個別のカウンセリングが利点を示しました。 CB カテゴリー内では、コンプリート分析を使用した薬理学的試験は、全体的な重症度の軽減に関して、ITT 分析に基づくものよりも大きな効果量を生み出しました。

併用治療に関するモデレーター分析は、IA カテゴリーに対してのみ実施されました。 その結果、より大きな効果量は、CBTの組み合わせ、低品質の試験、およびグローバルIAを検査する試験と関連していることが実証されました。

心理療法 vs 薬理学 vs 併用療法

IA に関しては、全体的な重症度の軽減に関して、心理的介入と薬理学的介入と比較して、併用療法のほうがより大きな効果量を生み出しました (心理療法と併用療法: Q)の間に = 7.80、 p < 0.01; 薬理学的 vs. 併用: Qの間に = 14.69、 p < 0.001)、および頻度 (心理的 vs. 複合: Qの間に = 8.73、 p < 0.01; 薬理学的 vs. 併用: Qの間に = 63.02、 p < 0.001)。 純粋な心理的治療と薬理学的治療の効果量の間には、有意でない結果が見つかりました (全体的な重症度: p = 0.173; 頻度： p = 0.492)。 CB を考慮すると、全体的な重症度の軽減に関しては、薬物療法が心理療法よりも有利であることが示されました (Qの間に = 5.45、 p < 0.05)。 処理の種類間でその他の有意な差は観察されませんでした。

依存症のカテゴリー間の違い

依存症のカテゴリー間で効果量を比較したところ、心理的介入（全体的な重症度：p = 0.174、頻度：p = 0.559）および薬物療法（全体的な重症度：p = 0.203、頻度：p = 0.389）に関して有意差は認められなかった。

議論

この論文の目的は、IA、SA、および CB に対する心理的、薬理学的、および複合治療の有効性を調査し、治療結果の予測因子を特定することでした。 さらに、治療反応の観点からギャンブル障害やSUDとの類似性を引き出すことをさらなる目的として、心理的および薬物療法の効果量に基づくXNUMX種類のBAの比較が初めて行われた。

心理療法は、IAとSAの全体的な重症度と頻度を効果的に軽減し、その治療効果は長期間維持されることがわかった。CBについても、心理療法は全体的な重症度の大幅な軽減と関連していた。対照研究デザイン、特にIAに関しては、またSAとCBのカテゴリーにおける個別の研究において、両方の結果変数に関して、短期的な大きな改善と中程度の改善が確認された。これらの結果は、ギャンブル障害（Cowlishaw et al., 2012 ; Gooding & Tarrier, 2009 ; Goslar, Leibetseder, Muench, Hofmann, & Laireiter, 2017 ; Leibetseder, Laireiter, Vierhauser, & Hittenberger, 2011 ; Pallesen , Mitsem, Kvale, Johnsen, & Molde, 2005 ）および物質使用障害（SUD）（Dutra et al., 2008 ; Tripodi, Bender, Litschge, & Vaughn, 2010）に対する心理療法を検証したメタ分析で得られた結果と同じ範囲にある。

CBT は XNUMX つの依存症カテゴリー全体で最も一般的に使用されていましたが、他のさまざまな心理的アプローチも、治療方法や、特に IA に関しては文化的背景に関係なく、問題行動を減らすのに同様に効果的であることが証明されました。 これらの発見は、オンライン、個別カウンセリング、および米国で実施された研究に費やす時間の削減に関して、他の心理療法よりも CBT の利点が発見された最近のメタ分析で報告されたものとは異なります (ウィンクラーら、2013）。 ただし、矛盾があるのは、モデレータ分析がグループ内でプールされ、管理された効果量に対して実施されたという事実と、メタ分析に最新の研究結果が追加されたためである可能性があります。 これらの中で、最も一般的に使用されるアプローチには、さまざまな機能不全家族状態（例: シュナイダー、キング、デルファブロ、2017) 問題を抱えた青少年のインターネット ゲーマーだけでなく有益であるように思われます (例: ハン、キム、リー、レンショー、2012）だけでなく、SUD を持つ青少年にも適用されます（レビューについては、を参照してください） フィルゲス、アンデルセン、ヨルゲンセン、2018）。 同様に、マインドフルネスに基づいたプログラムは、IA の症状の改善に適用され、成功しました (リー、ガーランド、他、2017) と CB (アームストロング、2012）、および SA の治療のために実施される受容およびコミットメント療法（例、 クロスビー、2012) ギャンブル障害や SUD の症状を軽減するのに有益であることが証明されています (A-tjak 他、2015; リー、ハワード、ガーランド、マクガヴァン、ラザール、2017; メイナード、ウィルソン、ラブジェンスキー、ホワイティング、2018）。 主にCBT要素を含む統合プログラムは、強迫的な性的行動の頻度の減少を除いて、XNUMXつの依存症カテゴリ全体で同様に大きな効果量を生み出しました。 ただし、この結果は、Orzack Time Inventory Survey (OTIS; オルザック、1999）「十分に包括的ではない」ように見えました（オルザック、ヴォルス、ウルフ、ヘンネン、2006、p. 354) 不適応なコンピューター使用の頻度を測定します。 なぜなら オルザックら。 (2006) グループ設定で治療が提供されているが、この研究の効果量が低いことも、個人カウンセリングと比較してグループ設定の欠点を説明しており、信頼性があり有効な測定ツールを使用することの重要性を強調している（こちらも参照） フック、リード、ペンバーシー、デイビス、ジェニングス、2014年）。 さらに、XNUMX つの例外を除いて、治療反応は分娩の種類とは独立しているようでした。FTFT を受けている IA 患者は、SGT に含まれる患者よりも治療からより多くの利益を得ているようでした。 ただし、IA の治療のために実装された SGT には、FTFT よりもかなり少ないセッション数が含まれていました。 したがって、配信の種類ではなく期間がこれらのグループ間の違いを説明している可能性があり、最近のメタ分析の結果を裏付けています（ゴスラー他、2017）これは、短期間の SGT では、高強度で構造化された自助プログラムよりも改善レベルが低い可能性があることを示しています。 この所見の証拠は、SA の治療のために実施されたより集中的な SGT によって提供されました (ハーディ、ルチティ、ハル、ハイド、2010; レビン、ヘニンガー、ピアース、トゥーヒグ、2017) と CB (ミュラー、アリキアン、デ・ズワーン、ミッチェル、2013）、FTFTで見られるものと同等の効果量が得られます。 したがって、特にIAの全体的な重症度および頻度の減少に関して、治療の成功率は心理療法の期間とともに増加しました。 SA の全体的な重症度の軽減に関しても、同様ではあるが有意ではない結果が観察されました。 これらの発見は、アジアの IA 研究 (Chun 他、2017）、そして無秩序なギャンブルから得たもの（ゴスラー他、2017; ライベツェダーら、2011; Pallesenら、2005）、依存性行動の発現には、改善を達成するためにより集中的な治療が必要であることを示唆しています。

心理療法と同様に、薬物療法でも、3つの依存症カテゴリー全体で、治療前後の病理学的症状の大幅な減少が認められました。しかし、データ量が限られているため、治療反応の持続性やプラセボに対する薬物療法の短期的な効果については結論を出すことができません。さらに、SAとCBの治療のために実施されたプラセボ対照試験では、問題行動についての振り返りを含む定期的なセラピストとの接触などの追加的なサポート（Black、Gabel、Hansen、& Schlosser、2000 ; Wainberg et al.、2006）や、買い物日記をつけるなどの併用戦略（例：Black et al.、2000 ; Ninan et al.、2000）によってグループ間の差が小さくなり、化学物質の効果を隠蔽する（Black et al.、2000 ; Ninan et al.、2000 ; Wainberg et al.、2006）という欠陥がありました。比較のために、ギャンブル障害に対する薬物療法のプラセボに対する短期的な効果は中程度の範囲であり（Goslar、Leibetseder、Muench、Hofmann、& Laireiter、2018）、アルコール使用障害やさまざまな医学的疾患および精神疾患で報告されているものと同様である（例：Jonas et al.、2014 ; Leucht、Hierl、Kissling、Dold、& Davis、2012）。

モデレーター分析では、薬剤のクラス間に有意差は認められなかったが、CBの全般的重症度軽減に対する治療効果は、ITT分析から得られた効果量と比較して、2つの試験（Black、Monahan、& Gabel、1997年；Grant、Odlaug、Mooney、O'Brien、& Kim、2012年）で観察された完了者に基づく効果量が大きいため、過大評価されているように見えた。これらの試験では、全般的重症度軽減において薬物療法が心理療法よりも優れていることも判明しており、治療の文脈におけるより現実的な条件を反映した実用的な統計的手法であるITT分析の使用を支持している（例：Sedgwick、2015年）。IAカテゴリー内でのみ、抗うつ薬が他の薬剤よりも優れているように見えた。しかし、データを詳しく調べたところ、治療効果が高かったサブグループには、抗うつ薬で治療された併存するうつ病と強迫性障害のある成人参加者が含まれており、効果量が最も大きい試験（g = 2.54、Dell'Osso et al., 2008）が含まれていました。一方、治療効果が低かったサブグループには、精神刺激薬（メチルフェニデート）で治療された併存する注意欠陥多動性障害（ADHD）のある青年が含まれており、IAのベースラインの重症度が低い個人を対象とした効果量が最も低い試験（g = 0.57、Han et al., 2009）が含まれていました。これらの違いは、調整因子「文化」と「IAタイプ」にも影響を与えました。調整因子分析から2つの研究を除外すると、抗うつ薬の利点と、調整因子「文化」と「IAタイプ」の有意な結果は消失しました。両サブグループにおける治療は有益な結果をもたらしたが、その差は単一の試験によって引き起こされたようである。したがって、より多くの研究が利用可能になった場合には、併存するADHD、薬物療法、年齢、および文化間の相互作用を調査する必要がある。ただし、併存するADHDを除けば、障害特異的な改善は併存するうつ病や不安とは独立しており、以前のIA（例：Han & Renshaw、2012）および病的ギャンブルの研究（レビューについては、Dowling、Merkouris、& Lorains、2016を参照）の知見を裏付けている。

3つの依存症カテゴリー全体を通して、主にセロトニン選択的再取り込み阻害薬（SSRI）が、併存する気分障害の割合が高いこと（例：Kafka、1991）と、特にSAに関しては、セロトニンが性行動を抑制する性質（例：Kafka & Prentky、1992）に基づいて検討されてきた。オピオイド拮抗薬（例：ナルトレキソン）とグルタミン酸作動薬（例：トピラマート）は、SA（例：Grant & Kim、2001；Khazaal & Zullino、2006）とCB（例：Grant、2003；Guzman、Filomensky、& Tavares、2007）の治療に関する症例研究でのみ検討され、有益な結果を示した。オピオイド拮抗薬とグルタミン酸作動薬は、SUD（Guglielmo et al., 2015 ; Jonas et al., 2014 ; Minarini et al., 2017）およびギャンブル障害（Bartley & Bloch, 2013 ; Goslar et al., 2018 ）に対する好ましい治療選択肢であることが証明されているため、これらの種類の薬は、特にBAで観察されるSUDの併発率が高いことを考慮すると（例： Grant et al., 2010）、より大規模で管理された研究デザインでの調査に有望であるように思われる。

IAに対する併用療法、特にCBTと薬物療法の併用は、純粋な心理的介入や薬理学的介入と比較してトレーニング効果を高め、IA治療結果研究に関する最近のレビューの推奨を裏付けている（Przepiorka、Blachnio、Miziak、& Czuczwar、2014）。CBTの組み合わせが他の心理的戦略との組み合わせよりも優れているという見解は、非常に大きな効果量（g = 5.31、Yang、Shao、& Zheng、2005）をもたらした単一の試験に基づいていると考えられており、モデレーターの「質」と「IAの種類」にも影響を与えている。しかし、この研究をサブグループ分析から除外すると、CBTの組み合わせの利点のみが有意なまま残った。

ほとんどの情報はIA治療結果研究から得られたものであり、対照試験からのデータはまだ限られているものの、心理的および薬理学的アプローチは、3つの疾患すべてにおいて良好な短期効果を示しており、これは物質使用やギャンブル障害に適用されたものと同等である（例：Goslar et al., 2017 ; Grant et al., 2010）ことから、我々の仮説を裏付けている。診断基準の検証が欠如していること、および疫学的、遺伝学的、神経生物学的データが限られていることから、これらの知見は精神疾患のスペクトラム内でのIA、SA、CBの分類を明確にするには十分ではない（例：Grant et al., 2010）。しかし、これらの知見は、依存症の種類に関わらず、個人が治療に同様によく反応することを示唆している。これらの結果は、物質関連障害と行動異常の両方に共通する根底にあるメカニズムを概説する依存症の理論モデルによく合致しており（Griffiths、2005年；Jacobs、1986年；Orford、2001年；Shafferら、2004年）、心理療法と薬理学的治療を適用することで修正できる（Potenzaら、2011年）。薬物や行動の慢性的な使用中に前頭前野機能と報酬回路が障害されることを考慮すると（例：Nestler、2005年）、心理療法、特にCBTに基づく選択肢は、機能不全の認知と不適応行動を変化させ（Kim & Hodgins、2018年）、前頭前野領域を標的にすることで自己制御メカニズムを強化する可能性がある（Potenzaら、2011年）。一方、薬物療法は、報酬経路や神経伝達物質系を標的とすることで、渇望や離脱症状を軽減することを目的としている（Potenza et al., 2011）。さらに、IAの治療で観察されたように、CBTと薬物療法の組み合わせは相加効果をもたらす可能性があるが、両者の相互作用はまだ明らかになっていない（Potenza et al., 2011）。

以下の制限事項に留意する必要があります。まず、ほとんどのメタ分析レビューと同様に、対象とした研究は方法論的な質が異なっていましたが、統計的に検討した結果、研究の質の差による効果量の系統的な偏りは認められませんでした。しかし、選択バイアス、およびグループ内研究デザインが大部分を占めるため交絡因子の特定と制御、盲検化に関してエビデンスの質が限られているため、最高評価を得た研究はありませんでした。したがって、特に薬理学的試験に関しては、追加の心理社会的サポートと追跡調査データのモニタリングを含む、厳密に設計されたRCTが必要です。さらに、ほとんどのIA研究は、インターネット上で行われる多様な行動（オンラインゲーム、ポルノグラフィーの視聴など）を含んでいましたが、IAのより一般的な概念とインターネットによって引き起こされる特定のタイプの依存行動との間には違いがあることが研究で示されています（Montag et al., 2015）。しかし、私たちは、使用された媒体に関係なく、それぞれの行動に従って研究をグループ化することで、この問題を克服しようと試みました。併存疾患に関しては、行動嗜癖におけるうつ病と不安症の有病率が高いこと（例：Starcevic & Khazaal、2017）だけでなく、これらのデータが一次研究の除外基準から最も明確に識別できたことから、調整分析をうつ病と不安症に限定しました。他の疾患は行動嗜癖と併存することが多く（例：Grant et al.、2010）、治療反応は併存疾患の性質によって影響を受ける可能性があるため（Dowling et al.、2016）、今後のメタ分析でこの情報を評価するために、併存疾患の種類と割合を体系的に報告する研究がさらに推奨されます。ほとんどの研究では、診断がどのように得られたかについての情報も提供されていませんでした。しかし、診断を決定する方法は、その妥当性に影響を与える可能性があります（Carlbring et al.、2002、Andersson & Titov、2014も参照）。したがって、今後の研究では、診断が臨床医によって行われたのか、自己申告によるものなのか、対面式なのか、インターネット経由なのかを報告すべきである。さらに、今後の研究では、薬物関連型および非薬物関連型精神障害の治療反応における類似点と相違点を調査するために、精神障害と物質使用障害の患者に対する治療効果を直接比較することが推奨される。

これらの制約にもかかわらず、今回のメタ分析の結果は、さまざまな心理的介入がIAの症状を軽減するのに効果的であり、特に面対面で長期間にわたって実施される場合に効果的であることを示唆している。併存するADHDを持つ人に対する抗うつ薬と精神刺激薬はIAの症状を改善したが、抗うつ薬とCBTを組み合わせた治療は単剤療法よりも優位性を示した。現在の研究状況に基づくと、CBTと抗うつ薬はSAとCBの治療に有効であると思われる。治療の需要を考慮すると、物質関連障害と恐らく依存行動との間の類似点を特定し、これらの障害状態の治療をさらに改善するために、神経生物学的研究を継続する必要がある（Grant et al., 2010 ; Potenza et al., 2011）。

資金源

この研究は、公的部門、商業部門、または非営利部門の資金提供機関から直接の資金援助を受けていません。

著者の貢献

Martina Goslar は文献検索を実施し、データを抽出して分析を実行しました。 メタ分析に含める論文は、Martina Goslar と Max Leibetseder によって審査され、データ抽出も検証されました。 アントン・ルパート・ライライターがこれらのプロセスを監督しました。 Martina Goslar と Max Leibetseder は研究の有効性を評価しました。 Hannah M. Muench はデータの整理をサポートし、統計的なアドバイスを提供しました。 この原稿はマルティナ・ゴスラーによって書かれ、ハンナ・M・ミュンヒ、アントン・ルパート・ライライター、ステファン・G・ホフマンがコメントを提供した。 著者全員が最終原稿に貢献し、承認しました。

利害の衝突

マルティナ・ゴスラーは利益相反がないことを表明します。マックス・ライベッツェダーは利益相反がないことを表明します。ハンナ・M・ミュンヒは利益相反がないことを表明します。ホフマン博士は、アレクサンダー・フォン・フンボルト財団（フンボルト賞の一部として）、NIH/NCCIH（R01AT007257）、NIH/NIMH（R01MH099021、U01MH108168）、およびジェームズ・S・マクドネル財団21世紀科学イニシアチブ「人間の認知の理解」特別イニシアチブから財政支援を受けています。彼は、シュプリンガー・ネイチャーと心理科学協会から編集者としての仕事、パロアルト・ヘルス・サイエンスからアドバイザーとしての仕事、ジョン・ワイリー・アンド・サンズ社とシルバークラウド・ヘルス社から主題専門家としての仕事に対して報酬を受けています。また、さまざまな出版社から編集の仕事に対する印税と支払いを受けています。アントン＝ルパート・ライライターは、利益相反がないことを表明する。

謝辞

著者らは、中国語の出版物を翻訳してくださった Xuan Wang 氏と Yang Zhang 氏に感謝の意を表します。

効果量の計算式

グループ内効果量を計算するために、以下の式が使用されました（Borenstein et al、2005、2009）。

d=(Y￣￣￣1 - Y￣￣￣2SDifference)2(1 - r)−−−−−−−√,

ここで、Y ¯¯¯ 1は治療前平均、Y ¯¯¯ 2は治療後平均、S差は差の標準偏差、r は治療前と治療後のスコア間の相関を表します。サンプルサイズが小さいため、すべての効果量は、 dに補正係数を乗じて計算されるHedges のgを使用してバイアス補正を行いました。

J(df)=1 - 34df - 1,

ここで、dfはグループ内標準偏差を推定するための自由度を表します。これらの式は、治療前から最新の追跡調査までの効果量の計算にも適用されました。制御された効果量は、次の式を使用して計算されました。

g=(Δ￣￣￣治療 - Δ￣￣￣連絡先)(n治療 - 1)SD2治療+(n連絡先 - 1)SD2連絡先nトータル - 2−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−−√×(1 - 34(nトータル - 9)),

ここで、Δ ¯¯¯¯は治療前後の平均変化、SDは治療後スコアの標準偏差、nはサンプルサイズ、TREAT はアクティブ治療条件、CONT はコントロール条件を表します。Rosenthal (1991)に従って、治療前後の相関をr = 0.70 と推定しました。

参考情報

メタ分析に含まれる参考文献