網絡成癮、性成癮和強迫性購買的治療：薈萃分析（2020）

行為上癮雜誌

卷/問題：卷9：問題1

作者：瑪蒂娜（Martina Goslar）¹, 馬克斯·萊貝塞德¹, 漢娜·Muench², 斯蒂芬·霍夫曼³ 和安東·魯珀特·萊特^{1 , 4}

作者： https://doi.org/10.1556/2006.2020.00005

抽象

背景和目標

網絡成癮，性成癮和強迫性購買是常見的行為問題，與賭博障礙和藥物濫用障礙有相似之處。但是，對其治療的功效知之甚少。這項薈萃分析的目的是檢查此類問題行為的治療效果，並就治療反應與賭博疾病和藥物濫用疾病進行比較。

方法

文獻檢索產生91項研究，共有3,531名參與者，對網絡成癮，性成癮和強迫性購買的心理，藥理和綜合治療的短期和長期療效進行了全面評估。

成績

心理，藥理學和綜合治療與全球網絡成癮（Hedges的g：分別為1.51、1.13和2.51）和性成癮（Hedges的g：分別為1.09、1.21和1.91）的強大的事後改善相關。）。對於強迫性購買，心理和藥物治療也與全球嚴重程度的大幅度降低有關（Hedges's g：分別為1.00和1.52）。受控的事前和組內事後追踪效果大小在相似範圍內，只有少數例外。主持人的分析表明，心理干預可有效減少強迫行為，尤其是當面對面交付並長時間進行時。認知行為方法與藥物的結合顯示出優於單一療法的優勢。

討論和結論

結果表明，對普通行為成癮的治療在短期內是有效的，類似於對賭博性疾病和藥物濫用症實施的治療，但還需要更嚴格的臨床試驗。

最近的研究已經確定了物質使用障礙（SUD）與行為成癮（BA）之間的相似性；例如，格蘭特（Grant），波坦察（Potenza），溫斯坦（Weinstein）和戈里利克（Gorelick），2010年）。因此，根據《精神障礙診斷和統計手冊》（DSM IV; 美國精神病學協會，1994），包括對特定行為的專注，對行為的控制，寬容，退縮以及儘管有負面後果（例如， Grant等人，2010）。目前，僅DSM IV中的“賭博障礙（GD）”歸入“其他地方未分類的衝動控制障礙”（美國精神病學協會，1994），歸類於“物質相關和成癮性疾病DSM-5（美國精神病學協會，2013）。這種改組引發了關於是否應考慮將衝動控制減弱的其他行為作為BA的可能候選人（例如， Grant等人，2010; Mueller等，2019).

除了GD，互聯網游戲障礙（IGD）是DSM-5第III部分中提出的唯一條件，並建議進一步研究（美國精神病學協會，2013）。得到來自各個臨床和公共衛生領域的專家的支持（例如， Rumpf等，2018; Saunders等，2017），ICD-11草案也考慮了遊戲障礙（世界衛生組織，2018）。請務必注意，IGD應該與全球標識網絡成癮（IA）區別開來，因為兩者都代表不同的結構（例如，格里菲斯和龐特，2014年; Kiraly等人，2014）。但是，由於許多出版物都提到了全局IA，因此本文也採用了該術語。此外，“賭博”和“賭博”之間應加以區分：“賭博主要由互動性，主要是基於技能的遊戲以及進步和成功的背景指標來定義，……賭博是由下注和下注機制定義的，主要是由機會決定的結果，以及涉及風險和支付給玩家的獲利功能。” （King，Gainsbury，Delfabbro，Hing和Abarbanel，2015年，P。 216）。

儘管在科學文獻中有爭議地討論了將IGD包含在診斷手冊中（King等，2019; Petry，Rehbein，Ko和O'Brien，2015年; Rumpf等，2018; Saunders等，2017），關於IA和IGD的研究已經很多，尤其是在神經生物學方面，與SUDs相似的研究（有關評論，請參見 Fauth-Buhler和Mann，2017年; 庫斯，龐特和格里菲斯，2018年）。除了SUD和BA之間在現象學和臨床特徵，合併症和家族史方面的相似性外，尤其是神經科學研究的發現對於確定成癮行為的指標（例如， Grant等人，2010; Potenza，Sofuoglu，Carroll和Rounsaville，2011年).

出於這種考慮，最近通過性行為成癮（SA）和強迫性購買（CB）領域中的SUD，通過分析傳統上在SUD中研究的現象（例如調節過程），在檢查神經生物學共性方面取得了一些進展。霍夫曼，古德里奇，威爾遜和揚森，2014年; Snagowski，Laier，Duka和Brand，2016年），提示反應性，注意偏見和相關的神經網絡激活（例如， Brand，Snagowski，Laier和Maderwald，2016年; Gola等人，2017; 姜趙＆李，2017; Laier，Pawlikowski和Brand，2014年; 萊爾，舒爾特和品牌，2013年; Lawrence，Ciorciari和Kyrios，2014年; Mechelmans等，2014; 佩卡爾，萊爾，斯納格夫斯基，史塔克和布蘭德（2018）; 施密特等人，2017; 石碩恩，2015; Starcke，Schlereth，Domass，Schöler和＆Brand，2012年; Trotzke，Starcke，Pedersen和Brand，2014年; Trotzke，Starcke，Pedersen，Müller和品牌，2015年; Voon等人，2014）或執行職能（德比郡，張伯倫，奧德勞格，施雷伯和格蘭特，2014年; 墨西拿（Messina），富恩特斯（Fuentes），塔瓦雷斯（Tavares），阿卜杜（Abdo）和斯堪納維諾（Scanavino），2017年; Raab，Elger，Neuner和Weber，2011年; Trotzke等，2015）。這些研究表明，在尚未被DSM-5正式認可為BA的那些疾病中，目前有關物質相關行為和非物質相關行為之間相似性的神經生物學指標的現有證據主要來自IA，SA領域和CB，這是本文的重點。由於這些問題與臨床相關，通常與對受影響個體的有害後果相關（例如， Pontes，Kuss和Griffiths，2015年），需要研究有效的治療方案（例如， Grant等人，2010）。迄今為止，已發表的有關IA的薈萃分析主要用於證明各種治療方法的有效性（春申＆金，2017; 劉廖＆史密斯，2012年; Winkler，Doersing，Rief，Shen和Glombiewski，2013年）。其中兩項薈萃分析檢查了心理，藥理學和兩種干預措施的組合，但證據僅限於中國的治療結果研究（Liu等人，2012）和韓國（Chun等，2017）。最全面的薈萃分析評論支持心理治療和藥物治療減輕IA症狀的功效的證據，包括來自亞洲和西方國家的試驗（Winkler等，2013）。但是，沒有考慮聯合干預。此外，對溫克勒等人。（2013）不包括最近的研究。

在最近的另一項薈萃分析中，也發現了心理和藥物干預措施可降低全球CB嚴重程度的良好結果（海牙，霍爾和凱萊特，2016年）。但是，未檢查研究質量和其他主持人對治療結果的影響。因此，對IA和CB的治療方案的綜合研究仍在進行中。儘管在ICD-11中將SA稱為“強迫性行為障礙”（世界衛生組織，2018），並且“自我報告對色情成癮的感受並不少見”（Grubbs，Kraus和Perry，2019年，第 93），尚未通過薈萃分析方法檢查過SA的治療方法。此外，尚未對IA或IGD（“物質相關和成癮性疾病DSM”以及其他可能的成癮行為，例如基於治療反應的SA和CB，這被認為是SUD和BA之間相似的重要指標（例如， Grant等人，2010).

因此，本薈萃分析的主要目的是研究針對IA，SA和CB的心理，藥理學以及心理和藥理學綜合干預措施在降低（a）總體嚴重性和（b）強迫性頻率方面的功效停止治療後的行為（短期影響）和最近報導的隨訪期（長期影響）。根據近期評論中的發現（Hague等人，2016年; Winkler等，2013），我們希望在三種成癮類別中，心理和藥物治療同樣有效。我們進一步期望治療結果與藥物濫用和賭博報告的結果相似（Grant等人，2010; Potenza等，2011）。此外，我們的目標是確定每種成癮類別中效應大小的潛在調節因素。薈萃分析是根據PRISMA聲明（Moher，Liberati，Tetzlaff和Altman，2009年).

方法

資格標準

如果研究（1）採用任何類型的心理，藥理或聯合干預措施（例如，同時應用心理和藥理干預措施），則認為該研究包括在內；（2）使用組內，隨機或半隨機對照研究設計，包括等待名單對照，未接受治療的參與者，替代性主動治療或安慰劑干預；（3）經診斷患有IA，SA或CB的參與者；（4）測量了至少一個結果變量（即整體嚴重性或頻率）；（5）報告了足夠的統計數據用於效應量計算。如果（1）研究是單例研究，則排除研究；（2）研究樣本與薈萃分析中包含的另一項研究樣本完全重疊；（3）沒有描述治療方法，或（4）沒有研究的摘要或全文。關於SA，我們僅按照以下學者提出的定義納入了研究過度性行為的研究卡夫卡（2010），並且排除了針對治療“社會異常或'性'形式的性偏愛”方面不同於SA的親友病的研究（Kafka，2010，P。 392）。

信息來源和文獻檢索

我們使用數據庫PsycInfo，Medline，PubMed，Psyndex和ISI Web of Knowledge進行了多級文獻搜索。該搜索使用以下與疾病相關的搜索詞，涵蓋了從可用的第一年到30年2019月XNUMX日的所有相關出版物：網絡成癮，網絡成癮者∗，網絡遊戲成癮，網絡遊戲成癮者，視頻遊戲成癮者，視頻遊戲成癮者*，計算機遊戲迷，智能手機迷，手機迷，社交媒體迷，臉書迷，問題手機性別*癮君子*，性別*強迫*，性別*衝動*，超性****，非親和性*，與親和症相關的疾病*；強迫性購物，衝動性購買*，躁狂症，購物狂*，過度購物以及與乾預相關的關鍵詞治療，干預，療法，心理治療。使用相同的搜索詞瀏覽ProQuest Digital Dissertations，查找未發表的灰色文獻。隨後，我們對從數據庫中檢索到的評論文章，薈萃分析和原始研究的參考清單進行了全面檢查。此外，還與相關文章的作者聯繫，要求提供適合納入薈萃分析的缺失數據和/或未發表的論文。中文出版物由兩位具有學術背景的母語人士翻譯。

結果措施

根據原始研究中最常報告的結局指標，我們指定了兩個結局變量來確定病理症狀的減輕：（1）總體嚴重程度，通過使用相關評估工具進行量化；（2）發生頻率（例如，通過日記卡或自我報告量化的在線時間，觀看色情內容或最近一周或一個月內的購買情節數量）。

研究選擇

研究的選擇由兩名獨立的審稿人（第一和第二作者MG和ML）進行，並由本文的最後作者（AL）監督。通過討論解決了作者之間的分歧。

數據收集過程和數據提取

我們生成了結構化的數據提取表格，並在對10個研究樣本進行了中試測試後對其進行了完善和修改。為了計算組內前後效應的大小，分別提取每種治療條件和結果的數值數據。如果在一項研究中檢查了不同的心理或藥物治療方法，則會分別記錄每種情況的數據，並將其包括在組內效應量中以進行統計分析。為了計算事前控制效應的大小，包括了等待清單，未治療和安慰劑對照組的數據。此外，我們從每個研究中提取了數值和分類數據，以進行主持人分析。數據提取由第一作者（MG）執行，並由第二作者（ML）驗證。兩個獨立編碼員的等級集中在治療類型，結果變量的測量以及針對特定疾病的診斷的可靠性和有效性上。然而，在研究中，相同的工具已被用於評估特定疾病的診斷和治療過程中結果變量“整體嚴重性”的測量。由於用於評估結果變量的工具的信度和效度等級也是個別研究中偏倚風險等級的一部分（請參見下文），因此僅通過kappa統計量量化的間位可靠度用於治療的類型。

個別研究有偏見的風險

我們使用由有效公共衛生實踐項目（EPHPP）開發的定量研究質量評估工具評估了每項研究的內部有效性（托馬斯，西里斯卡，多賓和米奇（2004））。該工具展示了內容和構造的有效性（Thomas等人，2004），建議用於系統評價和薈萃分析（Deeks等，2003）。每項研究均以標準化的方式在六個領域進行評分：選擇偏見，研究設計，混雜因素的識別和控制，盲目性，數據收集工具的可靠性和有效性以及報告和退出和退出的百分比。每個域都被評估為強，中或弱。在對六個領域進行評估後，計算出全球評分。前兩名作者（MG和ML）獨立評估每項研究並確定每項試驗的總體評分。評估者間的信度使用kappa統計量進行了量化。通過討論解決了作者之間的分歧，直到達成共識為止。

效應量計算和定量數據綜合

使用軟件程序“綜合元分析（CMA）版本2.2.064（Borenstein，Hedges，Higgins和Rothstein，2005年）。在每個成癮類別中，我們分別針對組內和對照研究設計計算了心理，藥理學和組合研究中報告的結局變量的效應大小（有關公式，請參見附錄）。由於樣本量較小，使用Hedges's校正了效應量的偏倚 g 對應的置信區間為95％（CI; Hedges＆Olkin，1984年）。如果沒有均值和標準差，則根據等效估算程序（例如， t 值或確切的概率水平）。如果結果變量是由不止一種工具測量的，則這些工具的數據將分別輸入並彙總在一起以用於特定的結果變量（Lipsey＆Wilson，2000年）。對於基於完成者和治療意向（ITT）分析報告數據的研究，均應考慮ITT數據。根據“成功”調整效果方向：如果治療組的表現優於對照組，則效果大小為陽性。根據科恩的建議（1977），效果大小從0.20到0.30可以分類為小，接近0.50的為中等，大於0.80的為大。

假設研究之間存在異質性，我們決定使用隨機效應模型來整合效應量。效應大小的異質性使用Q統計量和相應的 p 價值，以及 I² 統計數據，表明在多大程度上實際的差異由差異的比例反映出來（Borenstein，Hedges，Higgins和Rothstein，2009年; 希金斯，湯普森，迪克斯和奧特曼，2003年); I² 分別將25％，50％和75％的值分為低，中和高（希金斯（Higgins）等人，2003年).

跨研究的偏見風險

為了控制出版偏見，我們進行了全面的文獻搜索併計算了羅森塔爾的故障保險 N (羅森塔爾，1979），還檢查了漏斗圖（杜瓦爾與特威迪（2000））。根據羅森塔爾（1991），如果獲得非顯著總體效果所需的研究數量大於5，則認為效果大小很可靠k + 10，其中 k 代表研究數量。此外，我們使用了修剪和填充方法（杜瓦爾與特威迪（2000））以估算缺失的研究及其對確定的效應量的影響。該方法基於漏斗圖的邏輯，並假設在沒有發布偏差的情況下，結果變量的影響大小呈對稱分佈。在非對稱分佈的情況下，修剪和填充方法會調整和校正效果大小（Borenstein等，2009）; 我們僅在有10項研究可用於分析時才應用此方法（斯特恩，艾格和莫赫，2011年）。漏斗圖不對稱性通過使用Egger檢驗（Egger，Smith，Schneider和Minder，1997年）。由於奇異的極端效應大小值會產生誤導性的治療效果解釋（Lipsey＆Wilson，2000年），我們使用了CMA提供的“一次性刪除”方法來檢查每個研究的效應大小對總體效應的影響（Borenstein等，2005）。如果重新計算的結果基本上不影響效應大小並保持在95％CI以內，則將研究保留在分析中。

主持人分析

為了解釋效應量之間的異質性，我們研究了數據分析的類型（ITT與完整分析）和研究質量（EPHPP總體評分）作為可能的主持人。因為發現抑鬱和焦慮與BA有關（例如， González-Bueso等人，2018年; Starcevic和Khazaal，2017年），我們檢查了效果大小是否隨這些同時發生的疾病（包括抑鬱症和/或焦慮症與否）的函數而變化。由於並發疾病（尤其是抑鬱症和焦慮症）在受BA影響的個體中最為常見（Starcevic和Khazaal，2017年），未報告有關合併症的數據的研究也被認為也包括同時發生的抑鬱症和焦慮症的參與者。對於心理研究，我們進一步研究了治療方式（小組設置vs.個人諮詢vs.其他類型的設置[例如，個人和小組設置，家庭設置]），分娩方式（面對面[FTFTs]與自我指導治療[SGTs]），以及心理干預的類型。通過將心理策略分為以下子類別來分析心理干預的類型：（1）CBT，涵蓋認知和/或行為治療；（2）涉及多種不同治療方法的綜合治療，以及（3）與其他類別有關的心理治療，例如家庭治療，現實治療，接受和承諾治療或藝術治療。假設在非西方國家進行了許多研究，尤其是對於IA，我們遵循先前的薈萃分析（Winkler等，2013），並探討了文化背景（亞洲與其他國家/地區）是否被證明是主持人。由於全球IA和IGD代表不同的結構（例如，格里菲斯和龐特，2014年），我們還研究了基於全球IA的研究與研究IGD和其他互聯網活動（例如，智能手機成癮，視頻遊戲成癮）的研究之間的差異。

對於藥物治療，我們檢查了抗抑鬱藥的療效是否優於其他類型的藥物或混合藥物（例如，抗抑鬱藥與哌醋甲酯合用）。對於合併研究，我們研究了心理和藥物干預類型的影響。此外，我們調查了每種成癮類別中的一種治療類型（心理，藥物治療或聯合干預）是否顯示出優於其他治療的優勢。最後，我們比較了不同成癮類別的心理和藥物干預的效果大小。考慮到以下事實：“互聯網只是個人可以訪問他們想要的任何內容（例如，賭博，購物，聊天，性愛）的渠道”（格里菲斯和龐特，2014年，第 2），我們納入的研究包括“性成癮”和“強迫性購買”類別下的過度性行為或購買行為的個人，無論是否使用互聯網。

主持人分析類別變量的方法是使用混合效應模型，並結合 T² 和基於方差分析的Q檢驗 p 解釋子組之間差異的值（Borenstein等，2009）。對於至少10項可用研究（迪克斯，希金斯和奧特曼，2011年），我們進一步使用發布年份和治療持續時間（根據心理試驗中治療的總小時數或藥理試驗中的周數進行評估）進行了薈萃回歸分析。如果沒有足夠的心理研究表明治療時間，則使用周數來衡量治療時間。未進行針對平均年齡和男性/女性參與者百分比的薈萃回歸分析，因為各研究的年齡和性別與研究中的年齡和性別不同，從而妨礙了可靠的解釋（湯普森和希金斯，2002年).

成績

研究選擇

研究選擇過程的流程圖說明如下圖。 1。關於治療類型，沒有異議。

研究，治療和參與者的特徵

在所有成癮類別中，目前的研究樣本在對照狀況的類型上各不相同：其中有一半沒有實施對照組（50％），有幾項研究使用了候補名單，未治療，健康對照組或安慰劑對照組（30％），或者其他積極治療比較（20％）。結果主要基於完成者（80％）。後續數據由32項心理學研究提供（IA： k = 16個研究，為期1到6個月； M = 3.53， SD = 2.13; SA： k = 11項研究，期限從1.5到6個月不等； M = 4.27， SD = 1.88; 認證機構： k = 5個研究，為期3到6個月； M = 5.4， SD = 1.34），通過一項CB類別的藥理研究進行12個月的隨訪，以及通過IA類別的兩項採用聯合干預措施的研究，每項研究在一個月的隨訪中收集數據。

大多數心理學研究檢查了CBT（58％），通過小組設置提供治療（71％）和麵對面形式（92％）。心理干預花費的總時間為15分鐘至54小時（M = 12.55小時， SD = 10.49），從一周到26週（M = 10.44， SD = 6.12），以及從8周到20週（M = 11.71， SD = 3.90）分別用於治療IA，SA和CB。大多數藥理研究檢查了抗抑鬱藥（85％）。大多數聯合試驗將CBT與抗抑鬱藥聯合使用（71％）。藥物治療的持續時間為6到52週（M = 15.67， SD = 17.95），從12到72週（M = 24.83， SD = 23.58），以及7到12週（M = 9.50， SD = 2.20）分別用於治療IA，SA和CB。

在所有成癮類別中，總共分析了3,531名參與者（IA： n = 2,427; SA： n = 771; 認證機構： n = 333）。大多數研究包括並發抑鬱和焦慮的參與者（77％）。針對IA的試驗主要在亞洲國家（佔75％）中進行。在檢查IA的平均年齡為76歲的研究中，男性為主要樣本；在檢查平均年齡為21歲的SA中，主要樣本為男性（98％）；而在檢查平均年齡為37歲的CB者中，女性為女性。有關研究特徵的詳細信息，請參見表1–3.

表1。網絡成癮研究的特點

學習/年份	N^a	治療組（N）/治療方式/分娩方式^b	控制組（N）/治療方式/分娩方式^b	文化/ D / A（+/-）/ IA類型	時間長度噸/噸^c	FU（月）	結果（評估）	數據分析	電子PHPP
心理治療
阿努拉達和辛格（2018）	28	CBT（28）/ I / FTFT	與機身相同顏色	亞洲/-/ IA	NA	與機身相同顏色	GS（IADQ）	CO	3
白與範（2007）	48	IT（CBT;自我控制;社會能力）（24）/ G / FTFT	新台幣（24）	亞洲/ + / IA	16	1.5	GS（CIAS-R）	CO	3
曹等。（2007年）	57	CBT（26）/ G / FTFT	新台幣（31）	亞洲/ + / IA	10	與機身相同顏色	GS（YDQ，CIAS）	CO	2
塞利克（2016）	30	EDU（15）/ G / FTFT	新台幣（15）	土耳其/ + / IA	10	6	GS（PIUS） FR（佔互聯網使用率/ w的互聯網游戲百分比）^d	NA	3
鄧等。（2017）	63	CBI（44）/ G / FTFT	WL（19）	亞洲/ + / IGD	18	6	GS（CIAS）	CO	2
杜等人。（2010）	56	IT（CBT；家長培訓；教師的EDU）（32）/ G / FTFT	新台幣（24）	亞洲/ + / IA	14	6	GS（IOSRS）	CO	2
González-Bueso等。（2018）	30	1）CBT（15）/ I / FTFT 2）IT（家長使用CBT + EDU）（15）/ I / FTFT	HC（30）^e	西班牙/-/ IGD	1）9 2）9	與機身相同顏色	GS（DQVMIA）	CO	3
郭等人。（2008）	28	1）CBT（14）/ G / FTFT	2）SUPP（例如，共享有關IA的信息；促進自尊和資源）（14）/ G / FTFT^f	亞洲/ + / IA	1）8 2）不適用	與機身相同顏色	GS（CIAS）	CO	2
韓等人。（2012）	14	FT（14）/ F / FTFT	與機身相同顏色	亞洲/-/ IGD	NA	與機身相同顏色	GS（YIAS）幀率（h / w）	CO	3
韓等人。（2018）	26	CBT（26）/ G / FTFT	與機身相同顏色	亞洲/-/ IGD	24	與機身相同顏色	GS（CIAS）幀率（h / w）	CO	3
Hui等。（2017）	73	1）CBT（37）/ G / FTFT	2）IT（CBT + EA）（36）/ I + G / FTFT^f	亞洲/-/ IGD	1）5 2）10	與機身相同顏色	GS（IAD）	CO	2
柯與黃（2018）	157	CBT（157）G / FTFT	與機身相同顏色	亞洲/ + / IA	12	1	GS（PIUQ）	CO	3
Khazaei等。（2017）	48	PI（24）/ G / FTFT	WL（24）	伊朗/ + / IA	NA	與機身相同顏色	GS（IAT）幀率（h / w）	NA	3
金（2008）	25	RT（13）/ G / FTFT	新台幣（12）	亞洲/ + / IA	12.5	與機身相同顏色	GS（K-IAS）	NA	3
金等人。（2017）^g		CBT（84小時禁慾）（9）/ I / NA	與機身相同顏色	澳大利亞/ + / IGD	NA	1	GS（IGD清單）幀率（h / w）	CO	3
Lan等。（2018）	54	1）CBT（27）/ G / FTFT	2）EDU（27）/ G / FTFT^f	亞洲/ + / SMA	1）8 2）1	3	GS（MPIAS）幀率（h / w）	CO	2
李等人。（2016）	46	CBT（家庭日常寫作）（46）/ FTFT / I	與機身相同顏色	亞洲/ + / SMA	NA	與機身相同顏色	GS（KSAPS）	CO
李黛（2009）	76	CBT（38）/ I / FTFT	WL（38）	亞洲/ + / IA	14	與機身相同顏色	GS（CIAS）	CO	3
Li，Garland等。（2017）	30	1）更多（15）/ G / FTFT	2）SUPP（15）/ G / FTFT^f	美國/-/ IGD	1）16 2）16	3	GS（DSM-5標準）	ITT	2
李進等。（2017）	73	1）CBT（36）/ G / FTFT	2）CBT + EA（37）/ I + G / FTFT^f	亞洲/ + / IGD	1）5 2）10	與機身相同顏色	GS（IAT）	CO	3
劉等人。（2013）	31	1）CBT（16）/ G / FTFT	2）SM（例如，賭博頻率的書面記錄；目標行為的確定）（15）/ G / SGT^f	亞洲/-/ IA	1）54 2）24	與機身相同顏色	GS（IAT）幀率（h / d）	CO	3
劉等人。（2015）	46	FT（21）/ G / FTFT	WL（25）	亞洲/-/ IA	12	3	GS（APIUS）幀率（h / w）	CO	2
Pallesen等。（2015）	12	IT（CBT; FT; SFT; MI）（12）/ G / FTFT	與機身相同顏色	挪威/ + / VGA	NA	與機身相同顏色	GS（GASA； PVP）	CO	3
Park，Kim等。（2016年）	24	1）CBT（12）/ G / FTFT	2）VRT（12）/ G / SGT^f	亞洲/-/ IGD	1）16 2）4	與機身相同顏色	GS（YIAS）	CO	3
Pornnoppadol等。（2018）	54	1）IT（CBT +技能+體育）（24）/ G / FTFT	2）EDU（30）/ G / FTFT^f	亞洲/-/ IGD	NA 2）1	6	GS（GAST）	CO	2
Sakuma等。（2017）^g	10	IT（SDiC，包括CBT；戶外烹飪；拉力賽；徒步旅行；木工）（10）G / FTFT	與機身相同顏色	亞洲/-/ IGD	NA	3	FR（遊戲h / d; h / w; d / w）	CO	3
謝等人。（2009）	22	IT（個人和家庭諮詢；同伴支持）（22）/ I / FTFT	與機身相同顏色	亞洲/ + / IA	NA	與機身相同顏色	GS（CIA-Y; CIA-G）	CO	3
Sei等。（2018）	46	MI（PFB）（46）/ I / SGT	與機身相同顏色	亞洲/ + / IA	NA	與機身相同顏色	GS（IAT）	CO	3
蘇等人。（2011）	59	CBT（在線治療計劃） 1）LE（17）/ I / SGT 2）NE（12）/ I / SGT 3）NI（14）/ I / SGT	新台幣（16）	亞洲/ + / IA	1）0.48 2）0.48 3）0.26	與機身相同顏色	GS（YDQ）幀率（h / w）	CO	2
van Rooij等。（2012）	7	CBT（7）/ I / FTFT	與機身相同顏色	荷蘭/ + / IA	7.5	與機身相同顏色	GS（CIUS）幀率（d / w; h / d）	CO	3
Wartberg等。（2014年）	18	CBT（18）/ G / FTFT	與機身相同顏色	德國/ + / IA	12	與機身相同顏色	GS（CIUS） FR（小時/工作日；小時/週末）	CO	3
Woelfling等。（2014年）	42	CBT（42）/ G + I / FTFT	與機身相同顏色	德國/-/ IA	32	與機身相同顏色	GS（AICA-S） FR（小時/週末）	ITT	3
楊浩（2005）	52	IT（SFBT; FT; CT）（52）/ I / FTFT	與機身相同顏色	亞洲/ + / IA	NA	與機身相同顏色	GS（YDQ）	CO	3
楊等。（2017）	14	1）CBT（14）/ G + I / FTFT 2）EA（16）^h	HC（16）^e	亞洲/-/ IA	20	與機身相同顏色	GS（IAT）	CO	2
姚等人。（2017）	37	IT（RT; MFM）（18）G / FTFT	新台幣（19）	亞洲/ + / IGD	12	與機身相同顏色	GS（CIAS）	CO	3
年輕（2007）	114	CBT（114）/ I / FTFT	與機身相同顏色	美國/ + / IA	NA	6	GS（APA; CCU; MSA; SF）阻燃（OA）	CO	3
年輕（2013）	128	CBT改良（128）/ I / FTFT	與機身相同顏色	美國/ + / IA	NA	6	GS（IADQ）	CO	3
張（2009）	70	IT（CBT;體育）（35）/ G / FTFT	新台幣（35）	亞洲/ + / IA	24	與機身相同顏色	GS（IAT）	CO	3
張等人。（2009）	11	CBT（11）/ G / FTFT	與機身相同顏色	亞洲/ + / IA	NA	與機身相同顏色	GS（IAT）	CO	2
張等人。（2016）	36	IT（CBI + MFTR）（20）/ G / FTFT	新台幣（16）	亞洲/ + / IGD	17	與機身相同顏色	GS（CIAS）幀率（h / w）	CO	2
Zhong等。（2011年）	57	1）FT（28）/ G / FTFT	2）IT（軍事訓練；運動；針對成癮行為的療法）（29）/ G / FTFT^f	亞洲/-/ IA	24.5 2）不適用	3	GS（OCS）	CO	2
朱等。（2009年）	45	1）CBT（22）/ G / FTFT	2）IT（CBT + EA）（23）/ I + G / FTFT^f	亞洲/ + / IA	5 2）10	與機身相同顏色	GS（ISS）	CO	2
朱等。（2012年）	73	1）CBT（36）/ G / FTFT	2）IT（CBT + EA）（37）/ I + G / FTFT^f	亞洲/ + / IA	5 2）10	與機身相同顏色	GS（IAT）	CO	2
藥理治療
Bipeta等。（2015年）	11	各種抗抑鬱藥（氯硝西am在3週內逐漸消失後）（11）（IA和OCD的參與者）	2）各種抗抑鬱藥（氯硝西am在3週內逐漸消失後）（27）（僅限使用OCD的參與者）^e	印度/-/ IA	52	與機身相同顏色	GS（YBOCS; IAT）	NA	3
Dell'Osso等。（2008年）	17	依他普崙（17）	與機身相同顏色	美國/ + / IA	10	與機身相同顏色	GS（IC-IUD-YBOCS）幀率（h / w）	CO	3
韓等人。（2009）	21	哌醋甲酯（21）（音樂會）	與機身相同顏色	亞洲/-/ IGD	8	與機身相同顏色	GS（YIAS-K）幀率（h / d）	CO	3
韓等人。（2010）	11	安非他酮SR（11）	與機身相同顏色	亞洲/-/ IGD	6	與機身相同顏色	GS（YIAS）幀率（h / d）	CO	3
Park，Lee等。（2016年）	86	1）哌醋甲酯（44）	2）阿托莫西汀（42）^f 10–60 mg / d	亞洲/-/ IGD	12	與機身相同顏色	GS（YIAS）	CO	3
宋等。（2016年）	119	1）安非他酮SR（44） 2）依他普崙（42）	新台幣（33）	亞洲/-/ IGD	6	與機身相同顏色	GS（YIAS）	CO	2
綜合治療
漢和倫肖（2012）	25	1）安非他酮+ 8節EDU（25）	2）安慰劑+ 8次EDU（25）^e	亞洲/ + / IGD	8	1	GS（YIAS）幀率（h / w）	CO	2
Kim等人。（2012）	32	1）安非他酮+ 8次CBT（32）	2）安非他酮+10分鐘。每週採訪（33）^e	亞洲/ + / IGD	8	1	GS（YIAS）幀率（h / w）	CO	2
李等人。（2008）	48	多種抗抑鬱藥 + CBT + FT（48）	與機身相同顏色	亞洲/ + / IA	4	與機身相同顏色	GS（IRQ）	CO	3
Nam等人。（2017）	30	1）安非他酮+ EDU（15）	2）依他普崙+ EDU（15）^f	亞洲/ + / IGD	12	與機身相同顏色	GS（YIAS）	CO	2
Santos等。（2016年）	39	混合藥物+ 10療程改良CBT（39）	與機身相同顏色	巴西/ + / IA	10	與機身相同顏色	GS（IAT）	CO	3
楊等。（2005）	18	CBT +父母培訓+氟西汀（18）	與機身相同顏色	亞洲/ + / IA	10.5	與機身相同顏色	GS（CIUS）	CO	3

備註.

^a分析中包含的主題數。

^b主持人“治療方式”和“分娩方式”僅適用於心理治療。

^c對於心理研究，使用治療（t）和對照組（c）的總治療時間來衡量治療的持續時間。對於藥理學和聯合研究，使用幾週來衡量治療的持續時間。

^d結果變量“頻率”的數據僅適用於治療組。

^e由於與選擇標準不兼容，對照條件被排除在分析之外。

^f對照條件被認為是單獨的治療手段。

^g該研究僅報導了從預處理到隨訪的數據。

^h由於與選擇標準不兼容，治療條件被排除在分析之外。

表2。性成癮研究的特點

學習/年份	Total N^a	治療組（N）/治療方式/分娩方式^b	控制組（N) 治療方式/分娩方式^b	時間長度噸/噸^c/ D / A（+/-）	FU（月）	結果（評估）	數據分析	電子PHPP
心理治療
克羅斯比（2012）	27	ACT（14）/ I / FTFT	WL（13）	12 / +	5^d	GS（SCS） FR（色情檢查觀看時間/ w； DDQ的修改版本）	CO	2
Hallberg等。（2017）	10	CBT（10）/ G / FTFT	與機身相同顏色	8 /-	6	GS（HD：CAS; HDSI）	ITT	3
Hallberg等。（2019）	137	CBT（70）/ G / FTFT	WL（67）	8 /-	6	GS（HD：CAS; SCS）	ITT	2
哈代等。（2010年）	138	CBT（Candeo在線程序）（138）/ I / SGT	與機身相同顏色	26 / +	與機身相同顏色	GS（PDR） FR（色情使用/米；手淫/米）	CO	3
哈特等。（2016年）	49	MI（49）/ G / FTFT	與機身相同顏色	7 / +	3	GS（SCS）	CO	3
哈特曼等。（2012年）^e	57	IT（用於SA和SA-SUD的程序）/ I + G / FTFT（57）	與機身相同顏色	13 / +	6	GS（CSBI）	CO	3
Klontz等。（2005年）	38	1）IT（EXPT; CBT; EDU; M-Medit。），男性（28）/ G / FTFT 2）IT（EXPT; CBT; EDU; M-Medit。），女（10）/ G / FTFT	與機身相同顏色	1）1 / + 2）1 / +	6	GS（GSBI; CGI）	CO	3
Levin等。（2017）	11	ACT（SHWB）（11）/ I / SGT	與機身相同顏色	8 / +	1.5	GS（CPUI） FR（人像學觀看的硬件）	CO	3
米納爾奇克（2016）	12	CBT（12）/ I / FTFT	與機身相同顏色	12 / +	與機身相同顏色	GS（CLAPS; HBI; SCS） FR（色情觀看最小值/ w）	CO	3
Orzack等。（2006年）	35	IT（RtC; CBT; MI）（35）/ G / FTFT	與機身相同顏色	16 / +	與機身相同顏色	FR（觀看色情影像/ w； OTIS）	CO	3
Pachankis等。（2015年）	63	CBT（基於UP的ESTEEM-SC）（32）/ I / FTFT	WL（31）	12 / +	3	GS（SCS）	ITT	2
帕森斯等。（2017）	11	CBT（基於UP的ESTEEM-SC）（11）/ I / FTFT	與機身相同顏色	12 / +	與機身相同顏色	GS（SCS）	CO	3
昆蘭（1985）^e	15	1）GPT / G / FTFT（15）	2）受其他問題/ I / FTFT影響的參與者的PT（14）^f	20 / +	6	FR（n個不同的性伴侶/最近3個月；％的性伴侶只看過一次；％的性伴侶與一個伴侶；％的性伴侶在公共場所）	CO	3
Sadiza等。（2011年）	10	CBT（10）/ G / FTFT	與機身相同顏色	12 / +	與機身相同顏色	GS（SCS）	CO	3
Twohig和Crosby（2010）	6	ACT（6）/ I / FTFT	與機身相同顏色	8 / +	3	FR（斷層掃描觀看h / d）	CO	3
威爾遜（2010）	54	1）藝術療法（27）/ G / FTFT	2）改良的CBT（TCA）（27）/ G / FTFT^g	1）6 / + 2）6 / +	1.5	GS（HBI-19）	CO	2
藥理治療
卡夫卡（1991）	10	多種抗抑鬱藥 +鋰（10）	與機身相同顏色	12 / +	與機身相同顏色	GS（SOI）	CO	3
卡夫卡和普倫特基（1992）	16	氟西汀（16）	與機身相同顏色	12 / +	與機身相同顏色	GS（SOI）	CO	3
卡夫卡（1994）	11^h	舍曲林（11）	與機身相同顏色	17 / +	與機身相同顏色	GS（SOI） FR（幻想/敦促，至少需要性行為/ d）	CO	3
卡夫卡和亨南（2000）	26	多種抗抑鬱藥+哌醋甲酯（26）	與機身相同顏色	72 / +	與機身相同顏色	GS（TSO） FR（幻想/催促/性行為，最低/ w）	ITT	3
Wainberg等。（2006年）	28	西酞普蘭（13）	解放軍（15）	12 /-	與機身相同顏色	GS（YBOCS-CSB; CSBI; CGI-CSB） FR（手淫，互聯網使用，色情使用硬件）	ITT	2
綜合治療
Gola和Potenza（2016）	3	CBT +帕羅西汀（3）	與機身相同顏色	10 / +	與機身相同顏色	FR（色情使用/ w）	CO	3
Scanavino等。（2013年）	4	STPGP +各種藥物（4）	與機身相同顏色	16 / +	與機身相同顏色	GS（SCS）	CO	3

備註。 A =焦慮； ACT =接受和承諾治療； BSI =簡要症狀清單； CBT =認知行為療法； CGI-CSB =用於強迫性行為的臨床總體印象量表； CLAPS =色情量表對清除湖上癮； CO =僅完成者； CPUI =網絡色情使用清單； CSBI =強迫性行為清單； D =抑鬱症； d =天； DDQ =每日飲酒問卷； EDU =心理教育； EPHPP =有效的公共衛生實踐項目（1 =強，2 =中度，3 =弱等級）； ESTEEM =賦予有才能的人的有效技能； EXPT =體驗療法； FR =頻率； FTFT =面對面的治療； FU =隨訪； G =組設置； GPT =團體心理治療； GS =全球嚴重程度； GSBI = Garos性行為清單； h =小時； HBI =性慾行為量表； HD：CAS =變性病：當前評估量表； HDSI =性慾障礙篩查清單； I =個人諮詢； IT =綜合治療； ITT =意向治療； m =月； M-Medit。 =正念冥想； MI =動機面試； NA =不可用； OTIS = Orzack時間強度調查； PDR =康復的心理維度（強迫性思想，對康復的建設性反應，積極影響，消極情緒，對上癮者的代理感覺，拒絕對上癮者負責的傾向，生活意義，與他人的聯繫，被寬恕的感覺，對思想和誘人情況的意識，健康的娛樂場所）； PLA =安慰劑； PT =心理療法； RtC =準備更改； SA =性成癮； SA-SUD =共存的性和物質成癮； SC =性強迫； SCS =性強迫症量表； SGT =自我指導治療； SHWB =自助工作簿； SOI =性商店存貨; STPGP =短期心理動力團體心理治療； TCA =以任務為中心的方法； TSO =性總收入； UP =情緒障礙經轉診治療的統一協議； W =等待名單； w =週； YBOCS-CSB =為強迫性行為而修改的耶魯-布朗強迫症量表。

^a分析中包含的主題數。

^b主持人“治療方式”和“分娩方式”僅適用於心理治療。

^c通過使用周數來測量治療的持續時間。

^d從預處理到隨訪的數據僅可用於結果變量“頻率”。

^e該研究僅報導了從預處理到隨訪的數據。

^f由於與選擇標準不兼容，對照條件被排除在分析之外。

^g對照條件被視為治療組。

^h分析中僅包括被診斷出患有副腎炎相關疾病的參與者。

表3。強迫購買研究的特點

學習/年份	Total N^a	治療組（N）/治療方式/分娩方式^b	控制組（N)	時間長度噸/噸^c/ D / A（+/-）	FU（月）	結果（評估）	數據分析	電子PHPP
心理治療
阿姆斯特朗（2012）	10	MBSR（4）/ G / FTFT	新台幣（6）	8 / +	3	GS（CBS; YBOCS-SV; IBS）	CO	2
本森等。（2014年）	11	IT（CBT，PSYDYN，PSYEDU，MI， ACT，正念要素）（6）/ G / FTFT	WL（5）	12 / +	6	GS（mod。VCBS; RCBS; CBS; YBOCS-SV） FR（購買時花費的最低/週；購買劇集/週）^d	CO	2
菲洛門斯基和塔瓦雷斯（2009）	9	CBT（9）/ G / FTFT	與機身相同顏色	20 / +	與機身相同顏色	GS（YBOCS-SV）	CO	3
米切爾等人。（2006）	35	CBT（28）/ G / FTFT	WL（7）	10 / +	6^e	GS（YBOCS-SV; CBS） FR（購買劇集/週； h花費購買/週）	ITT	2
Mueller等。（2008年）	60	CBT（31）/ G / FTFT	WL（29）	12 / +	6^e	GS（CBS; YBOCS-SV; G-CBS）	ITT	2
Mueller等。（2013年）	56	1）CBT（22）/ G / FTFT 2）GSH程序（CBT WB + 5電話會議）（20）/ I / SGT	WL（14）	1）10 / + 2）10 / +	6	GS（CBS; YBOCS-SV）	ITT	2
藥理治療
布萊克等人。（1997）	10	氟伏沙明（10）	與機身相同顏色	9 /-	與機身相同顏色	GS（YBOCS-SV）	CO	2
布萊克等人。（2000）	23	氟伏沙明（12）	解放軍（11）	9 /-	與機身相同顏色	GS（YBOCS-SV）	ITT	2
格蘭特等人。（2012）	9	美金剛（9）	與機身相同顏色	8 /-	與機身相同顏色	GS（YBOCS-SV; mod CB-SAS）	CO	2
Koran等。（2002）	24	西酞普蘭（24）	與機身相同顏色	12 / +	與機身相同顏色	GS（YBOCS-SV）	ITT	2
Koran等。（2003）	23	西酞普蘭（23）	與機身相同顏色	7 / +	與機身相同顏色	GS（YBOCS-SV; CBS; IBTS）	ITT	2
Koran等。（2007）	26	依他普崙（26）	與機身相同顏色	7 / +	與機身相同顏色	GS（YBOCS-SV）	ITT	3
Ninan等。（2000年）	37	氟伏沙明（20）	解放軍（17）	12 / +	與機身相同顏色	GS（YBOCS-SV）	ITT	3

備註。 A =焦慮； ACT =接受和承諾治療； CBS =強迫購買量表； CB-SAS =強迫購買症狀評估量表（賭博症狀評估量表的修訂版； CBT =認知行為治療； CO =僅完成者； D =抑鬱症； EPHPP =有效的公共衛生實踐項目（1 =強，2 =中度），3 =差評）； FTFT =面對面治療； FR =頻率； FU =隨訪； G =團體設定； G-CBS =加拿大強制性購買量表，德語版； GS =全球嚴重程度； GSH =指導性自助; h =小時; I =個人諮詢; IBS =衝動購買量表; IBTS =衝動購買傾向量表; ITT =治療意圖分析; MBSR =基於正念的壓力減輕; MI =動機訪談; NA =沒有; NT =不接受治療; PLA =安慰劑對照組; PSYDYN =心理動力; PSYEDU =心理教育; RCBS =里士滿強迫性購買量表; SGT =自我指導治療; VCBS =價數強迫性購買量表; WB =工作簿; WL =等待列表； w =一周； YBOCS-SV =耶魯-布朗強迫症脈衝式規模購物版本。

^a分析中包含的主題數。

^b主持人“治療方式”和“分娩方式”僅適用於心理治療。

^c通過使用周數來測量治療的持續時間。

^d結果變量“頻率”的數據僅適用於治療組。

^e這些研究被排除在FU分析之外，因為僅報告了從後處理到FU的數據。

研究中存在偏見的風險

在不同的成癮類別中包含的研究的全球EPHPP分數概述在表1–3。有效性評估是由兩個獨立的評估者進行的，其間的可靠性為 κ IA和SA類別的研究= 0.73，並且 κ = 0.75（對於CB類別的研究）。

研究結果的綜合和存在偏見的風險

組內和對照研究設計分別針對所有成癮和治療類型的綜合效應量，包括治療後和隨訪時所有結局，95％CI和顯著性檢驗。表4。每種條件，治療和治療後結局的組內效應大小的森林圖顯示在圖。 2.

表4。治療後和隨訪時各種成癮，結果和研究設計的效應量

結果	效果類型	k	g	95％CI	z	p	I²	FS N
網絡成癮
心理治療
整體嚴重性	組內（帖子）	54	1.51	[1.29，1.72]	13.79	<0.001	93.66	18,317
	受控（發布）	15	1.84	[1.37，2.31]	7.268	<0.001	83.56	1,254
	組內（FU）	17	1.48	[1.11，1.85]	7.92	<0.001	94.61	4,221
頻率	組內（帖子）	17	1.09	[0.73，1.49]	6.02	<0.001	92.54	1,801
	受控（發布）	6	1.12	[0.41，1.83]	3.08	<0.01	78.05	69
	組內（FU）	6	1.06	[0.12，2.00]	2.21	<0.05	97.30	259
藥理學治療
整體嚴重性	組內（帖子）	8	1.13	[0.85，1.42]	7.78	<0.001	78.76	564
	受控（發布）	2	1.28	[0.85，1.71]	5.85	<0.001	0.00	- ^a
	組內（FU）	NA
頻率	組內（帖子）	3	0.72	[0.49，0.96]	6.01	<0.001	0.00	27
	受控（發布）	NA
	組內（FU）	NA
綜合治療
整體嚴重性	組內（帖子）	7	2.51	[1.70，3.33]	6.03	<0.001	92.99	756
	受控（發布）	NA
	組內（FU）	2	2.15	[0.66，3.65]	2.82	<0.01	93.55	- ^a
頻率	組內（帖子）	2	2.77	[2.29，3.24]	11.39	<0.001	14.43	- ^a
	受控（發布）	NA
	組內（FU）	2	2.69	[2.06，3.32]	8.43	<0.001	49.72	- ^a
性成癮
心理治療
整體嚴重性	組內（帖子）	14	1.09	[0.74，1.45]	6.03	<0.001	92.54	1,311
	受控（發布）	3	0.70	[0.42，0.99]	4.87	<0.001	7.02	19
	組內（FU）	10	1.00	[0.67，1.32]	6.02	<0.001	90.02	760
頻率	組內（帖子）	6	0.75	[0.46，1.03]	5.10	<0.001	70.96	177
	受控（發布）	1	1.67	[0.82，2.53]	3.83	<0.001	0.00	- ^a
	組內（FU）	4	0.83	[0.37，1.29]	3.57	<0.001	71.59	45
藥理治療
整體嚴重性	組內（帖子）	5	1.21	[0.88，1.54]	7.12	<0.001	50.42	134
	受控（發布）	1	0.14	[-0.58，0.87]	0.38	0.70	0.00	- ^a
	組內（FU）	NA
頻率	組內（帖子）	3	0.87	[0.63，1.12]	6.92	<0.001	0.00	33
	受控（發布）	1	0.79	[0.04，1.55]	2.06	<0.05	0.00	- ^a
	組內（FU）	NA
綜合治療
整體嚴重性	組內（帖子）	1	1.91	[0.75，3.08]	3.22	<0.001	0.00	- ^a
	受控（發布）	NA
	組內（FU）	NA
頻率	組內（帖子）	1	1.04	[0.22,1.85]	2.49	<0.001	0.00	- ^a
	受控（發布）	NA
	組內（FU）	NA
強迫性購買
心理治療
整體嚴重性	組內（帖子）	7	1.00	[0.75，1.25]	7.88	<0.001	46.43	210
	受控（發布）	6	0.75	[0.42，1.08]	4.45	<0.001	0.00	27
	組內（FU）	4	1.36	[0.88，1.84]	5.57	<0.001	53.65	66
頻率	組內（帖子）	2	0.97	[0.68; [1.26]	6.55	<0.001	0.00	- ^a
	受控（發布）	1	2.48	[1.46，3.49]	4.76	<0.001	0.00	- ^a
	組內（FU）	1	1.01	[0.47，1.55]	3.68	<0.001	0.00	- ^a
藥理治療
整體嚴重性	組內（帖子）	7	1.52	[1.18，1.86]	8.84	<0.001	63.17	386
	受控（發布）	2	- 0.13	[-0.82，0.57]	- 0.35	0.724	0.00	- ^a
	組內（FU）	1	- 0.49	[-1.00，0.03]	- 1.86	0.063	0.00	- ^a
頻率	組內（帖子）	NA
	受控（發布）	NA
	組內（FU）	NA

注意。 ķ =治療條件數； g =對沖的g; CI =置信區間； I² =各項研究中總變異的百分比； FS N =故障安全 N （獲得不顯著的治療效果所需的研究數量）； NA =不可用。

^a故障安全 N 由於可用的研究少於3個，因此未進行計算。

治療後和隨訪中心理治療的效應量

在兩種研究設計中，對成癮類別的心理治療產生的短期效應大小從中到大。所有成癮類別的長期效應大小表明，治療效果得到了維持。如圖所示表4，對於IA和SA類別中的結果變量，在研究中觀察到的異質性較高，而在CB類別中觀察到中等的異質性或同質性。

在IA類別中，修剪和填充方法確定了17項導致漏斗圖不對稱的研究，以降低總體嚴重性，另一項研究則是降低組內研究設計的頻率。這些大量研究的分析表明，效應量略有降低（總體嚴重性： g = 0.87; 95％CI [0.82，0.92]；艾格測驗 p <0.001；頻率： g = 0.93; 95％CI [0.84，1.03]；艾格測驗 p = 0.282），表明發布偏差的影響不顯著。根據對照研究設計，未發現降低總體嚴重性的出版物偏倚跡象（Egger檢驗） p = 0.067）。在SA類別中，修剪和填充方法確定了一項導致漏斗圖不對稱性降低總體嚴重性的研究，從而導致該結果變量的效應量略有減少（g = 0.88; 95％CI [0.79; 0.97]，艾格測驗 p = 0.318）。 N 進行分析後，所有成癮類別的效應大小均被認為對結局變量具有穩健性，但關於降低SA和CB類總體嚴重性的可控效應大小則不強健。

治療後和隨訪中藥理治療的作用大小

在治療後，所有成癮類別的組內效應大小為中等和較大。受控效應的大小主要基於單一試驗，範圍從IA類中的大到SA和CB類中的小而陰性。由於缺乏隨訪數據，無法解釋長期效應的大小。對於成癮類別中的結果變量，在研究中觀察到較高和中等的異質性。故障安全 N 對可用數據進行的分析表明效果大小的穩健性。

後治療和隨訪中聯合治療的效果大小

基於組內研究設計，僅對IA和SA的治療實施聯合干預措施，產生較大的短期效應。後續數據僅在產生相同大小效果的IA類別中可用。在研究中觀察到高度異質性可降低IA類別的總體嚴重性；但是，故障安全 N 表示效果大小的穩健性。

通過一項研究取消的程序進行的異常值識別表明，任何一項單獨研究均未對心理，藥理和綜合治療的總體效果產生影響。

主持人分析

對組內效應量進行主持人分析。後處理中分類變量的結果顯示在表5.

表5。主持人分析所有成癮類型和結果的分類變量

		IA		SA		CB
主持人	結果變量	Qbet	p（Q）	Qbet	p（Q）	Qbet	p（Q）
心理治療
心理治療的類型（CBT，IT，其他）
	GS	4.24	0.120	4.50	0.105	0.34	0.945
	FR	0.11	0.947	15.67	<0.001^a	-	-
治療方式（小組vs.個人vs.其他）
	GS	0.47	0.792	0.11	0.741^b	0.44	0.508^b
	FR	0.55	0.761	14.55	<0.001^b
交付方式（FTFT與SGT）
	GS	9.15	<0.01	0.56	0.453	0.44	0.508
	FR	2.03	0.154	0.76	0.384	-	-
合併症（包括D / A與排除）
	GS	0.02	0.898	0.84	0.360	0.00	1.00
	FR	1.13	0.289	0.00	1.00	-	-
數據分析（完整版與ITT）^c
	GS	0.30	0.586	0.99	0.320	0.007	0.933
	FR	0.09	0.771	0.00	1.00	-	-
EPHPP（1 =強vs.2 =中等vs.3 =弱內部有效性）^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（亞洲與西方國家）
	GS	0.54	0.461	-	-	-	-
	FR	0.58	0.447	-	-	-	-
IA類型（全局IA對比IGD對比其他）
	GS	1.63	0.653	-	-	-	-
	FR	4.21	0.122	-	-	-	-
藥理治療^e
藥物治療類型（AD與混合或其他）
	GS	5.62	<0.05^f	0.09	0.765	0.65	0.421^g
合併症（包括D / A與排除）
	GS	0.73	0.392	- ^h	- ^h	0.22	0.642
數據分析（完整版與ITT）
	GS	0.00	1.00	0.76	0.383	4.89	<0.05
EPHPP（1 =強vs.2 =中等vs.3 =弱內部有效性）^d
	GS	0.47	0.493	- ^h	- ^h	2.52	0.112
文化（亞洲與西方國家）
	GS	7.32	<0.01	-	-	-	-
IA類型（全局IA對比IGD對比其他）
	GS	7.32	<0.01ⁱ	-	-	-	-
綜合治療^e
藥物治療類型（AD與混合或其他）
	GS	0.83	0.362^j	-	-	-	-
心理治療的類型（CBT，IT，其他）
	GS	20.81	<0.001^k	-	-	-	-
心理治療方式（小組與個人與其他）
	GS	0.29	0.592^b	-	-	-	-
合併症（包括D / A與排除）
	GS	0.00	1.00	-	-	-	-
數據分析（完整版與ITT）
	GS	0.00	1.00	-	-	-	-
EPHPP（1 =強vs.2 =中等vs.3 =弱內部有效性）^d
	GS	6.06	<0.05	-	-	-	-
文化（亞洲與西方國家）
	GS	0.83	0.362	-	-	-	-
IA類型（全局IA對比IGD對比其他）
	GS	6.06	<0.05ⁱ	-	-	-	-

備註。 A =焦慮； AD =抗抑鬱藥； CB =強迫購買； CBT =認知行為療法； D =抑鬱症； EPHPP =有效的公共衛生實踐項目（用於定量研究的質量評估工具）； GS =全球嚴重程度； FR =頻率； FTFT =面對面的治療； IA =網絡成癮； IGD =網絡遊戲障礙； IT =綜合治療； ITT =處理分析的意圖； Qbet =亞組間差異的同質統計； SA =性成癮； SGT =自我指導治療。

^aCBT： g = 0.98; 95％CI [0.83，1.13]； p ≤0.001; 它： g = 0.25; 95％CI [-0.08，0.58]; p = 0.132; 其他治療（即接受和承諾治療）： g = 0.80; 95％CI [0.51，1.10]； p ≤0.001。

^b主持人分析僅包括兩個子組（組與個人）。

^c分析中僅包括表明數據分析類型的研究（請參見表1).

^d主持人分析僅包括兩個小組（2 =中等； 3 =弱）。

^e由於研究數量不足，未對結果變量“頻率”進行主持人分析。

^f主持人分析僅包括兩個亞組（AD與其他藥物[即哌醋甲酯，阿托西汀]）。

^g主持人分析僅包括兩個亞組（AD與其他藥物[即美金剛]）。

^h主持人分析的結果未被解釋，因為在兩個亞組之一中僅剩餘一項研究。

ⁱ主持人分析僅包括兩個子組（IA與IGD）。

^j主持人分析僅包括兩個子組（AD與混合）。

^k主持人分析僅包括兩個亞組（CBT與其他治療方法[即教育計劃]）。

各種成癮和乾預措施的效應大小均不受研究質量，同時發生的抑鬱和焦慮以及出版年份的影響（IA：全球嚴重程度： β = -0.02； SE = 0.03; p = 0.417; 頻率： β = -0.09； SE = 0.05; p = 0.075; SA：全局嚴重性： β = -0.03； SE = 0.04; p 0.519）。

關於IA，與SGT相比，FTFT的效果大小要大得多，而乾預措施包括更長的治療時間以減輕總體嚴重性（β = 0.04; SE = 0.01； p <0.01）和頻率（β = 0.03; SE = 0.009； p <0.01）。為了降低藥理學研究中的全球嚴重程度，與其他化學藥物（即哌醋甲酯，阿托西汀）相比，在其他國家實施的抗抑鬱藥的抗抑鬱藥作用更大，並且與IGD和智能手機相比對全球IA進行檢查癮。

對於SA，CBT和其他心理治療（即接受和承諾治療）在降低頻率方面優於綜合干預和個人諮詢優於團體諮詢的優勢。在CB類別中，使用藥理學分析進行的藥理試驗產生的效果要比基於ITT分析的藥效學降低總體嚴重性的效果大。

僅針對IA類進行了聯合治療的主持人分析。結果表明，更大的療效與CBT組合，低質量的試驗以及檢查整體IA的患者相關。

心理治療，藥物治療與綜合治療

關於IA，與心理和藥物干預相比，聯合治療對減輕全球嚴重程度的影響更大（心理與聯合治療：Q_之間 = 7.80， p <0.01；藥理學與聯合治療： Q_之間 = 14.69， p <0.001）和頻率（心理vs.綜合： Q_之間 = 8.73， p <0.01；藥理學與聯合治療： Q_之間 = 63.02， p <0.001）。在純心理治療和藥理治療的效果大小之間未發現明顯差異（總體嚴重性： p = 0.173; 頻率： p = 0.492）。考慮到CB，藥物治療在降低總體嚴重性方面顯示出優於心理治療的優勢（Q_之間 = 5.45， p <0.05）。在治療類型之間未觀察到其他顯著差異。

成癮類別之間的差異

比較各種成癮類別的效應大小在心理干預方面的結果並不顯著（總體嚴重性： p = 0.174; 頻率： p = 0.559）和藥物干預（總體嚴重性： p = 0.203; 頻率： p 0.389）。

討論區

本文的目的是研究心理，藥理和聯合治療IA，SA和CB的療效，並確定治療結果的可能指標。此外，這是首次基於心理和藥物治療的效果大小對三種類型的BA進行比較，其進一步目的是在治療反應方面與無序賭博和SUD相似。

我們發現，心理治療有效地降低了IA和SA的總體嚴重性和頻率，並使治療反應維持了更長的時間。對於CB，心理治療也與大規模嚴重程度的事前和事後隨訪降低有關。在對照研究設計中，尤其在IA和SA和CB類的個別研究中，都證實了在兩個結果變量方面的短期和短期的大幅度收益。這些結果與薈萃分析所獲得的結果處於同一範圍內，該薈萃分析檢查了針對無序賭博的心理治療方法（Cowlishaw等人，2012年; Gooding＆Tarrier，2009年; Goslar，Leibetseder，Muench，Hofmann和Laireiter，2017年; Leibetseder，Laireiter，Vierhauser和Hittenberger，2011年; Pallesen，Mitsem，Kvale，Johnsen和Moulde，2005年）和SUD（Dutra等人，2008; Tripodi，Bender，Litschge和Vaughn，2010年).

儘管在三種成癮類別中最普遍使用CBT，但事實證明，無論治療方式如何，尤其是對於IA而言，文化背景，各種其他心理方法對於減少有問題的行為同樣有效。這些發現與最近的薈萃分析中報導的發現不同，後者發現CBT相對於其他心理治療方法具有優勢，因為它可以減少在線時間，進行個人諮詢以及在美國進行的研究（Winkler等，2013）。然而，差異可能是由於以下事實：主持人分析是針對組內和受控效應的合併量進行的，以及在我們的薈萃分析中添加了最新的研究結果。在這些方法中，最常用的方法包括家庭治療，鑑於各種功能失調的家庭疾病（例如，施耐德，金和德爾法布羅（2017））不僅對青少年有問題的互聯網游戲玩家（例如，韓，金，李和倫肖，2012年），也適用於患有SUD的青少年（有關評論，請參見 Filges，Andersen和Jørgensen，2018年）。同樣，基於正念的程序已成功應用於緩解IA症狀（李加蘭等，2017）和CB（阿姆斯特朗，2012年），以及實施用於SA的接受和承諾療法（例如，克羅斯比，2012年）已證明對減少賭博和SUD紊亂的症狀很有價值（A-tjak等人，2015年; 李，霍華德，花環，麥戈文和拉扎爾，2017年; Maynard，Wilson，Labuzienski和Whiting，2018年）。除減少強迫性行為的頻率外，主要包含CBT元素的綜合計劃在三個成癮類別中產生了同樣大的效果。但是，該結果是基於一項單獨的試驗得出的，該試驗通過利用Orzack時間庫存調查（OTIS; Orzack，1999）出現的“不夠包容性”（Orzack，Voluse，Wolf和Hennen，2006年，第 354）來衡量不良適應性計算機使用的頻率。因為 Orzack等。（2006年）在小組環境中進行治療時，與個人諮詢相比，本研究的低效規模也說明了小組環境的缺點，強調了使用可靠和有效的測量工具的重要性（另請參見胡克，里德，彭伯西，戴維斯和詹寧斯，2014年）。此外，治療反應似乎與分娩類型無關，但有一個例外：接受FTFT的受IA影響的個體似乎比SGT中的個體從治療中獲益更多。但是，為治療IA而實施的SGTs所包含的療程數要比FTFT少得多。因此，持續時間而非交付類型可能會解釋這些組間差異，從而支持最近的薈萃分析的結果（戈斯拉爾等人，2017年），這表明簡短的SGT可能比高強度，結構化的自助計劃產生的改善程度更低。為治療SA所採用的更強化的SGT提供了這一發現的證據（Hardy，Ruchty，Hull和Hyde，2010年; 萊文，亨寧格，皮爾斯和Twohig，2017年）和CB（Mueller，Arikian，de Zwaan和Mitchell，2013年），產生的效果大小可與FTFT媲美。因此，治療成功隨著心理療法的持續時間而增加，特別是在減少整體性IA的嚴重性和頻率方面。對於降低SA的整體嚴重性，也觀察到了相似但不重要的結果。這些發現與亞洲IA研究的結果一致（Chun等，2017），以及從無序賭博中獲得的收益（戈斯拉爾等人，2017年; Leibetseder等，2011; Pallesen等人，2005），表明成癮行為的表現需要更深入的治療才能取得改善。

與心理療法一樣，藥物療法在三種成癮類別中均顯示出病理前症狀的大幅而有力的減輕。但是，由於數據量有限，因此無法得出關於治療反應的持久性以及藥物相對於安慰劑的短期獲益的結論。此外，為治療SA和CB進行的安慰劑對照試驗還存在其他支持（例如定期與治療師聯繫，包括對問題行為的反思）的缺陷（Black，Gabel，Hansen和Schlosser，2000年; Wainberg等，2006）或類似的策略，例如保留購物日記（例如， Black等人，2000; Ninan等，2000）促成小組之間的微小差異，並掩蓋了化學製劑的作用（Black等人，2000; Ninan等，2000; Wainberg等，2006）。為了進行比較，對於賭博性疾病，與安慰劑相比，短期藥物治療的收益處於中等範圍（Goslar，Leibetseder，Muench，Hofmann和Laireiter，2018年），與報告的酒精濫用障礙，各種醫學疾病和精神健康障礙（例如，喬納斯（Jonas）等人，2014年; Leucht，Hierl，Kissling，Dold和Davis，2012年).

主持人的分析顯示，在藥物類別之間沒有顯著差異，儘管由於兩項研究中觀察到的完成者更大的效應，由於降低了CB總體嚴重性，治療效果似乎被高估了（布萊克，莫納漢和加貝爾，1997年; Grant，Odlaug，Mooney，O'Brien和Kim，2012年）與從ITT分析獲得的結果進行比較。這些試驗還確定了藥理學優於心理治療在降低總體嚴重性方面的優勢，從而支持了ITT分析的使用，這代表了一種務實的統計方法，反映了在治療背景下更為現實的情況（例如，塞奇威克，2015年）。僅在IA類別中，抗抑鬱藥似乎優於其他藥物。然而，對數據進行更仔細的檢查後發現，獲得較高治療效果的亞組覆蓋了合併抑鬱症和抗抑鬱藥強迫症的成年參與者，並且包括了具有最大療效的試驗（g = 2.54; Dell'Osso等，2008）。反過來，治療增益降低的亞組包括接受精神興奮劑（哌醋甲酯）治療的合併症，注意缺陷多動障礙（ADHD）的青少年，並且該研究的結果量最低，檢查了IA基線嚴重程度較低的個體（g = 0.57; Han等人，2009）。這些差異也影響了主持人的“文化”和“ IA類型”。從主持人分析中刪除了兩項研究後，抗抑鬱藥的優勢以及主持人“文化”和“ IA型”的重要結果就消失了。儘管兩個亞組的治療均產生了有益的結果，但差異似乎是由單一試驗驅動的。因此，如果可以進行更多的研究，則需要研究同時發生的多動症，藥物治療，年齡和文化之間的相互作用。但是，除了合併症多動症外，特定疾病的改善獨立於合併症抑鬱症和焦慮症，這支持了早期IA的發現（例如， Han＆Renshaw，2012年）和無序的賭博研究（有關評論，請參見 Dowling，Mercouris和Lorains，2016年).

在這三種成癮類別中，主要是根據XNUMX-羥色胺選擇性再攝取抑製劑（SSRIs）的高比例合併症（例如， Kafka，1991），尤其是對於SA而言，血清素對性行為（例如，卡夫卡和普倫特基，1992年）。阿片類藥物拮抗劑（例如納曲酮）和谷氨酸能藥物（例如托吡酯）僅在治療SA的案例研究中被考慮（例如，格蘭特和金，2001年; 卡扎爾和祖利諾，2006年）和CB（例如，格蘭特，2003; 古茲曼，菲洛門斯基和塔瓦雷斯，2007年）展示出有益的結果。由於阿片類藥物拮抗劑和谷氨酸能藥物被證明是SUD的有利治療選擇（Guglielmo等，2015; 喬納斯（Jonas）等人，2014年; Minarini等人，2017年）和無序賭博（Bartley＆Bloch，2013年; 戈斯拉爾等人，2018年），這些類型的藥物似乎有望在大規模且受控的研究設計中進行研究，尤其是鑑於在BA中觀察到高比例的合併SUD（例如， Grant等人，2010).

與單純的心理和藥物干預相比，IA的聯合治療，特別是藥物與CBT的結合，產生了增強的訓練效果，從而支持了最近對IA治療結局研究的回顧建議Przepiorka，Blachnio，Miziak和Czuczwar，2014年）。假設CBT組合優於其他心理策略的組合是基於一項產生非常大的效應量的單一試驗（g = 5.31; 楊紹＆鄭，2005），也影響了主持人的“質量”和“ IA類型”。但是，將這項研究從亞組分析中刪除後，只有CBT組合的優勢仍然很明顯。

儘管大多數信息是由IA治療結局研究提供的，並且來自對照試驗的數據仍然有限，但是心理和藥理學方法顯示了在這三種情況下的有利短期效應，這與藥物濫用和無序賭博所應用的效應相當（例如，戈斯拉爾等人，2017年; Grant等人，2010）支持我們的假設。由於缺少診斷標準的驗證以及流行病學，遺傳學和神經生物學數據有限（例如，以下原因），這些發現不足以澄清精神疾病範圍內的IA，SA和CB的分類 Grant等人，2010）。但是，他們建議，無論成癮的類型如何，個人對治療的反應都一樣好。這些結果非常適合成癮性疾病的理論模型，該模型描述了物質相關疾病和BA的常見潛在機制（格里菲斯，2005; 雅各布斯，1986; Orford，2001; Shaffer等，2004），可以通過應用心理和藥物治療（Potenza等，2011）。鑑於長期使用藥物和行為期間前額葉功能和獎勵迴路受損（例如， Nestler，2005），心理治療（尤其是基於CBT的選擇）可能會改變功能障礙的認知和適應不良行為（金與霍金斯（Kim＆Hodgins），2018年），並通過針對額葉前腦區域加強自我控制機制（Potenza等，2011）。反過來，藥理治療的目的是通過針對獎勵途徑和神經遞質系統來減少渴望和戒斷症狀（Potenza等，2011）。此外，正如對IA的治療所觀察到的，儘管CBT和藥物治療的組合尚不清楚，但兩者之間的相互作用尚不清楚（Potenza等，2011).

應該注意以下限制：首先，正如大多數薈萃分析評論一樣，所包括的研究在方法學質量上也有所不同，儘管從統計學上講，由於質量的差異，我們並未觀察到效應量的系統性偏差。研究。但是，這些研究都沒有獲得最高的評分，這反映了關於選擇偏見的證據質量有限，並且（由於組內研究設計的優勢）對混雜因素的識別和控制以及致盲性。因此，必須嚴格設計RCT，包括監測額外的社會心理支持和後續數據，尤其是在藥理試驗方面。而且，儘管研究表明IA的更一般概念與互聯網驅動的特定成癮行為類型之間存在差異，但大多數IA研究都包括通過互聯網執行的多種行為（例如，在線遊戲，觀看色情內容）（Montag等，2015）。但是，我們試圖通過根據各自的行為對研究進行分組來克服此問題，而與所使用的介質無關。對於同時發生的疾病，我們不僅將主持人分析限制在抑鬱症和焦慮症中，還因為其在行為成癮中的普遍性很高（例如， Starcevic和Khazaal，2017年），還因為這些數據可以從基礎研究的排除標準中最清楚地識別出來。由於其他條件通常與BA共同發生（例如， Grant等人，2010），並且合併症的性質可能會影響治療反應（Dowling等，2016），鼓勵進行進一步的研究以系統地報告並發疾病的類型和發生率，以便在將來的薈萃分析中評估此信息。大多數研究也未能提供有關如何獲得診斷的信息。但是，確定診斷的方式可能會影響其有效性（Carlbring等，2002另見 Andersson和Titov，2014年）。因此，未來的研究應報告診斷是由臨床醫生，自我報告，面對面還是通過互聯網獲得的。此外，鼓勵未來的研究直接比較治療對BAs和SUDs個體的影響，以研究與藥物相關的BAs和與藥物無關的BAs在治療反應方面的異同。

儘管有這些局限性，本薈萃分析的結果表明，多種心理干預措施可有效減輕IA症狀，尤其是當面對面交付並長時間進行時。儘管對於同時發生ADHD的患者，抗抑鬱藥和精神刺激藥可改善IA症狀，但CBT聯合抗抑鬱藥的療效優於單一療法。根據目前的研究狀況，CBT和抗抑鬱藥似乎對SA和CB的治療有效。鑑於對治療的需求，神經生物學研究應繼續進行，以發現與物質有關的疾病與可能的成癮行為之間的相似之處，並進一步改善針對這些致殘性疾病的治療方法（Grant等人，2010; Potenza等，2011).

資金來源

這項研究未從公共，商業或非營利部門的任何資助機構獲得直接的財務支持。

作者的貢獻

Martina Goslar進行了文獻檢索，提取了數據並進行了分析。納入薈萃分析的論文由Martina Goslar和Max Leibetseder篩選，他們也驗證了數據提取。 Anton-Rupert Laireiter監督了這些過程。 Martina Goslar和Max Leibetseder評估了研究的有效性。 Hannah M. Muench支持數據的組織並提供了統計建議。該手稿由Martina Goslar撰寫，並由Hannah M. Muench，Anton-Rupert Laireiter和Stefan G. Hofmann提供評論。所有作者都為最終稿做出了貢獻並批准了該稿。

利益衝突

Martina Goslar宣布她沒有利益衝突。 Max Leibetseder聲明他沒有利益衝突。 Hannah M. Muench宣布她沒有利益衝突。霍夫曼博士獲得了亞歷山大·馮·洪堡基金會（作為洪堡獎的一部分），NIH / NCCIH（R01AT007257），NIH / NIMH（R01MH099021，U01MH108168）和詹姆斯·麥克唐納基金會的財政支持21^st 理解人類認知的世紀科學倡議–特別倡議。他因在Springer Nature和心理科學協會擔任編輯，在Palo Alto Health Sciences擔任顧問，並在John Wiley＆Sons，Inc.和SilverCloud Health，Inc.擔任主題專家而獲得報酬。。他還從各種出版商處收取版稅和酬謝其編輯工作。 Anton-Rupert Laireiter聲明他沒有利益衝突。

致謝

作者要感謝翻譯中文出版物的王璇女士和張楊女士。

附錄效果大小計算公式

為了計算組內效應大小，使用以下公式（Borenstein等，2005, 2009):

d = (Y ¯¯ 1 - Y ¯¯ 2 S D i f f e r e n c e) 2 (1 - r) -------\sqrt,

這樣的 Y¯¯1 反映了預處理的平均值， Y¯¯2 反映治療後的平均值， S_區別反映差異的標準偏差，並且 r 反映了治療前和治療後分數之間的相關性。由於樣本量較小，因此使用Hedges's校正了所有效應量的偏差 g 通過乘以 d 與校正因子

J (d f) = 1 - 3 4 d f - 1,

這樣的 df 代表估計組內標準偏差的自由度。這些公式還用於計算從預處理到最新隨訪的效應大小。受控效果的大小使用以下公式計算：

g = ( Δ ¯¯ 對待 - Δ ¯¯ 繼續 ) ( n 對待 - 1 ) S D 2 對待 + ( n 繼續 - 1 ) S D 2 繼續 n Total - 2 ------------------- \times (1 - 3 4 ( n Total - 9 )),

這樣的 Δ ¯¯ 是治療前後的平均變化， SD 是治療後分數的標準差， n 是樣本量，TREAT表示有效治療條件，CONT表示對照條件。以下羅森塔爾（1991），我們估計前後關聯爲 r = 0.70。

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網絡成癮，性成癮和強迫性購買的治療：一項薈萃分析（2020年）

抽象

背景和目標

方法

成績

討論和結論

方法

資格標準

信息來源和文獻檢索

結果措施

研究選擇

數據收集過程和數據提取

個別研究有偏見的風險

效應量計算和定量數據綜合

跨研究的偏見風險

主持人分析

成績

研究選擇

研究，治療和參與者的特徵

研究中存在偏見的風險

研究結果的綜合和存在偏見的風險

治療後和隨訪中心理治療的效應量

治療後和隨訪中藥理治療的作用大小

後治療和隨訪中聯合治療的效果大小

主持人分析

心理治療，藥物治療與綜合治療

成癮類別之間的差異

討論區

資金來源

作者的貢獻

利益衝突

致謝

參考

薈萃分析中包含的參考文獻

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