目前的研究是一个三组随机对照试验，参与者被筛选为酗酒者接受2个基于网络的简短酒精干预中的一个或被分配到对照组。

年龄在15至20岁之间的在线访问小组的志愿者被邀请完成一项关于生活方式和健康行为的在线调查。我们通知所有参与者，作业是偶然发生的，一些参与者不需要评估干预措施，而只需要回答一些问题。

这个在线小组是由荷兰马斯特里赫特大学附属的全方位服务研究机构Flycatcher建立和维护的。该机构由荷兰数据保护局(编号1007001)注册，并遵循欧洲意见和市场研究协会(ESOMAR)的隐私政策，该政策由研究机构的欧洲分支组织制定。该研究机构采用了双重“选择加入”程序，这意味着潜在的参与者首先在网站上通过提供自己的电子邮件地址表示愿意成为小组成员。这些潜在的小组成员将收到一封电子邮件，其中包含信息和一个确认或拒绝其成员资格的链接。这种程序上的双重选择被认为是一种知情同意的形式。已注册的小组成员可以通过电子邮件收到研究信息的邀请，并有可能拒绝或确认参与研究。根据荷兰和欧洲的研究指南，15岁的青少年可以被纳入研究，前提是他们给予个人知情同意;这个年龄段不需要父母的同意。

共纳入1012名参与者的样本，并在基线时收到一份包含人口统计学特征和酒精使用项目的在线问卷。在这些青少年中，575人符合以下纳入标准:15至16岁的青少年至少每月一次酗酒，或17至20岁的青少年至少每周一次酗酒。对女性来说，酗酒的定义是每次饮酒超过4次，而对男性来说，每次饮酒超过6次[ 12］．所有参与者被随机分配到以下条件中的一种:(1)没有规范性反馈的网络简短酒精干预，(2)有规范性反馈的网络简短酒精干预，或(3)对照组。基线后1个月，所有参与者都收到了一份简短的问卷，问题与前测相似。此外，两个实验组收到了一封电子邮件，其中有他们分配的基于网络的简短酒精干预的链接。为了评估两种干预措施的有效性，我们在干预措施实施后的1个月和3个月进行了两次后测。在这些后测中，干预组和对照组都收到了关于饮酒问题的在线问卷。在每次测量或干预后，参与者在4天后收到1次提醒，通知他们有1周的时间完成干预或问卷。完成后，参与者将获得购买礼物、书籍或电影票的代金券。这项研究没有获得伦理上的批准。

一家独立的研究机构将参与者随机分配到这些条件下。随机化是使用Excel中的随机化函数生成的。招募人员按性别、年龄和教育水平分层，以获得平等的群体。

使用荷兰版的《每周酒精召回》评估每周的酒精摄入量[ 46］．参与者被要求回顾指出在过去的7天里，他们摄入了多少标准单位。例如:“昨天是……(填写日期)，我吃了……标准单位。”为了确保标准化的反应，我们为各种饮料提供了标准单位的概述。

适度饮酒的测量是基于每周酒精消费的项目，记录为0 =“不适度饮酒”和1 =“适度饮酒”。年龄在15到17岁之间的参与者如果在过去一周内没有饮酒，就会被贴上“适度饮酒者”的标签。年龄在18到20岁之间的男性，如果在过去一周内饮酒少于14杯，则被认为是中度饮酒者;年龄在18到20岁之间的女性，如果在过去一周内饮酒少于7杯，则被认为是中度饮酒者。

在基线时，使用卡方检验检验性别、教育水平和适度饮酒以及年龄和每周饮酒次数的方差分析(ANOVA)来检验3种情况之间的可能差异，其中1标准饮酒相当于10克纯酒精。每周饮酒量(平均14.91，标准差13.23)呈偏态分布，峰度较高(偏度1.86，峰度6.40)。我们对饮料的数量加1进行对数变换。变换后的变量的均值(SD)为2.37 (SD) 1.01，偏度变为-0.78，峰度降低到0.14。

随机抽样由575名受访者组成。然而，297名参与者在干预期间没有反应，结果有278名参与者坚持干预。我们通过进行逻辑回归分析，并将小组成员(0 =完成者和1 =辍学者)作为因变量，将该样本与辍学组在性别、年龄、教育水平和过去一周的酒精使用情况进行比较。性别差异无显著性(优势比[OR] = 0.91， P =.58, 95%可信区间[CI] 0.63 - 1.29)或每周饮酒(or =1.10， P= .28, 95% ci 0.92 - 1.31)。然而，样本在年龄上有差异(OR = 0.89， P =.05, 95% CI 0.79 - 0.99)和文化程度(OR .66， P =.001, 95%可信区间0.53 - 0.82)，原因是较年轻及受教育程度较低的参与者的辍学率较高。

短期酒精干预(有或没有规范反馈)对每周酒精消费(对数转换)的影响用线性回归分析进行检验。采用logistic回归分析对适度饮酒干预效果进行检验。无规范反馈干预用0 =对照组、有规范反馈干预组和1 =无规范反馈干预组的虚拟变量表示。有规范反馈的干预用虚拟变量表示，0 =对照组和无规范反馈的干预组，1 =有规范反馈的干预组。我们还研究了干预效果是否因参与者的性别而不同，包括与两个虚拟变量(女性= 0和男性=1)的性别交互项。在所有的分析中，参与者的年龄和教育水平被纳入协变量。为了解释相互作用效应，我们使用SPSS宏MODPROBE [ 47］．这一过程允许在控制其他协变量的同时探测相互作用效应，并为每一级调节因子提供条件效应的系数。不幸的是，不可能将这种分析策略应用于多个推定数据。因此，我们只对纯补全样品进行了事后分析。

为了将对照组与2个实验组进行比较，治疗意向(ITT)分析是随机对照试验的适当策略，并被解释为包括属于原始随机组的所有应答者[ 48］．在我们的案例中，辍学率很高。在575名随机调查对象中，只有278名受访者完成了两项后测(在1个月和3个月的随访中)。这些数据表明，就不填写问卷而言，辍学率为51.6%。在我们的ITT分析中，我们使用PASW Statistics 18的多重归责过程来处理这些缺失的值。我们将此程序应用于符合纳入我们研究标准的参与者(n = 575)的基线样本。此外，我们分析了在1个月和3个月完成后测的参与者的数据，即仅完成者组的278名参与者。

参与者在试验过程中的流程如图所示 图1．在1012名完成基线的参与者中，575名参与者满足纳入标准，并被随机分配到3个条件中的1个。在这些潜在参与者中，只有320人做出了回应。在干预期后1和3个月的随访中，278人完成了两项后测测量。

基线评估参与者的人口学和临床特征总结在 表1．3种条件间无差异，说明随机化是成功的。在575名参与者中，225名(39.1%)为男性。平均年龄(SD)为18.1岁(1.56)。大多数参与者具有中等或较高的教育水平(150人或26.1%的人具有较低的教育水平，209人或36.3%的人具有中等教育水平，216人或37.6%的人具有较高的教育水平)，而且几乎所有人(553人或96.3%)都出生在荷兰。大部份受访者(496人，86.2%)是学生，6.1%(35人)有工作，7.7%(44人)既学习又工作。

在基线时，参与者(n = 575)在过去一周平均喝了14.7杯酒(女性11.5杯，男性19.7杯)。在2项后测(n = 278)中，1个月随访时参与者的周饮酒率为11.9杯(女性8.6杯，男性17.0杯)，3个月随访时为13.1杯(女性9.6杯，男性18.5杯)。

我们进行了线性回归分析，以测试基于网络的短期酒精干预是否在干预后1个月和3个月减少了参与者的每周酒精消耗量。在这些分析中，我们通过在第三步中包括干预和性别之间的相互作用来测试参与者的性别可能的调节作用。方程第三步的结果见 表2．我们控制了人口统计学特征，即性别、年龄和教育水平，将这些变量包括在方程的第1步中。在检查第一步的结果时，我们发现只有年龄与参与者每周的饮酒量有关，这表明参与者年龄越大，他们每周的饮酒量越高。

为了确定这些干预措施是否对参与者每周的饮酒量有总体影响，我们检查了第二步的结果(未在表格中列出)。我们的完整样本(n = 278)的数据没有显示出任何主要影响。然而，多重计算数据集(n = 575)表明，在1个月的随访中，两种干预措施都减少了每周饮酒量(没有规范性反馈的干预，beta = - 0.24， P =. 05;规范反馈干预，beta = - 0.34， P =.008)和没有规范性反馈的干预在3个月随访时减少每周饮酒(beta = - 0.25， P =.04点)。

根据文中的进一步分析 表2第三步的结果显示，性和基于网络的短期酒精干预之间存在显著的交互作用，在随访1个月时，没有参与者每周饮酒的规范性反馈(仅完成者，beta = - 0.80， P =. 01;计算倍数，= - 0.69， P =.009)和在3个月的随访中(仅为完成者，beta = - 0.58， P =. 05;计算倍数，= - 0.75， P =04)。这些发现表明，在随访1个月和3个月时，没有标准反馈的基于网络的短期酒精干预对男性和女性的影响是不同的。为了进一步解释这些相互作用，我们使用SPSS Macro MODPROBE并计算了在调节者(参与者的性别)的两个水平上的焦点预测因子(基于web的无规范反馈的短暂酒精干预)的系数。这些事后分析表明，接受了没有规范性反馈的干预的男性在1个月后更有可能减少他们每周的酒精摄入量(beta = - 0.43， P =.08)和3个月的随访(beta = - 0.45， P =.049)。相比之下，接受了没有规范性反馈的干预的女性在1个月的随访中更有可能增加她们每周的酒精摄入量(beta = 0.37， P =06)。如果我们用饮酒量来表示这些估计，结果就意味着，在没有规范性反馈的干预下，在随访1个月时，男性的每周饮酒量减少了5杯(从12.8杯减少到7.8杯)，而女性的每周饮酒量增加了1.6杯(从3.8杯增加到5.4杯)。在3个月的随访中，在没有对男性每周饮酒规范性反馈的情况下，估计干预的效果为减少5.3杯(从13.5杯减少到8.2杯)。

关于规范反馈的干预，我们的结果显示，在随访1个月时，仅完成者组的参与者性别对每周饮酒的交互作用(beta = - 0.74， P =.02)和两个时间点的多重计算样本(在1个月，beta = -.64， P =.01, 3个月时，β = - 0.65， P =.01)表明干预效果在男性和女性之间存在差异。事后分析显示，接受规范反馈干预的男性在1个月后更有可能减少他们每周的酒精摄入量(只有完成者[n = 278]， beta = - 0.49， P =03)。这意味着，有规范反馈的干预使男性每周饮酒减少了5.6杯(从13.5杯减少到7.9杯)。不幸的是，在3个月的随访中，不可能在多重推定样本中测试每周饮酒的相互作用效应。

表3而且 4在1个月和3个月的随访中，提出了基于网络的简短酒精干预对参与者适度饮酒水平的影响的研究结果。在我们的分析中，我们控制了参与者的性别、年龄(连续变量)和教育水平(连续变量)。虽然表中只给出了第三步的系数，但我们也考察了参与者人口统计学特征和前2步干预的主要影响。结果表明，在1个月和3个月的随访中，年龄较大的参与者更有可能出现适度饮酒。此外，我们的数据显示，在3个月的随访中，性对适度饮酒有边缘性显著影响，这表明女性比男性更有可能参与适度饮酒。

此外，基于多重推定样本(n=575)的分析表明，在3个月的随访中，在没有负责任饮酒的规范反馈的情况下，基于网络的短期酒精干预的主要效果处于边缘显著水平，表明接受基于网络的短期酒精干预的参与者在干预3个月后更有可能参与负责任饮酒(beta = 0.40， P =07)。

我们的研究结果进一步表明，在随访1个月时，单纯补全组在没有规范反馈的情况下，性和基于网络的短暂酒精干预之间存在显著交互作用，而多重推断样本之间存在边缘性显著交互作用(仅补全组，OR = 3.76， P =.04, 95% ci 1.05 - 13.49;多重计算样本[n = 575]， OR = 3.00， P =.08, 95% ci .89 - 10.12)。在3个月的随访中，我们发现两个样本中基于网络的无规范反馈的短期酒精干预与参与者性别之间存在显著的交互作用(仅完整者，OR = 4.34， P =.04, 95% ci 1.18 - 15.95;多重计算样本，OR = 3.65， P =.006, 95% ci 1.44 - 9.25)。

对仅完成者组的这些互动的事后调查表明，接受了没有规范性反馈的干预的男性更有可能参与适度饮酒，但仅在3个月的随访中(beta = 1.21， P =02)。相比之下，女性的数据显示，那些接受了没有规范性反馈的干预的人在1个月的随访中不太可能参与适度饮酒(beta = - 0.82， P =.046)。事后分析进一步表明，接受规范反馈干预的男性在1个月的随访中轻度饮酒的可能性略高(beta = 0.83， P =.09点)。在3个月的随访中，对负责任饮酒进行规范反馈的干预对男性和女性的效果有所不同，但进一步观察显示，在参与适度饮酒的可能性方面，男性和女性没有显著变化。

本研究的目的是测试基于网络的简短酒精干预在减少15至20岁饮酒者每周酒精使用量和促进适度饮酒方面的有效性，并确定纳入规范反馈是否会增加其有效性。研究结果显示了一些主要的干预效果，但这些主要是在每周饮酒中发现的，而且只在原始样本的多重推断数据中发现。此外，在3个月的随访中，纳入规范性反馈并不有助于短期酒精干预的有效性，因为只有在干预后3个月，没有规范性反馈的干预才会导致参与者每周饮酒率的下降。

对两个数据集的进一步分析表明，基于网络的短期酒精干预对男性和女性的影响是不同的。根据两组数据的发现，接受基于网络的短暂酒精干预的男性每周饮酒水平较低，在1个月和3个月的随访中更有可能适度饮酒。在没有对男性每周饮酒率进行规范反馈的情况下，在随访1个月时估计干预效果为减少5杯酒，在随访3个月时减少5.2杯酒。对于女性，干预没有产生任何效果，除了我们在干预1个月后没有规范性反馈的情况下发现了一个小的不利影响。更具体地说，在没有得到规范反馈的情况下接受干预的女性不太可能适度饮酒，在1个月的随访中估计每周饮酒增加1.6杯。此外，我们的数据表明，带有规范性反馈的短暂酒精干预增加了男性饮酒者的负责任饮酒，但仅在1个月的随访中出现，而在3个月的随访中没有出现。在1个月的随访中，基于网络的简短酒精干预和对男性每周饮酒水平的规范性反馈的估计效果达到减少5.6杯酒。

我们的研究发现，基于网络的短期酒精干预增加了15至20岁男性的适度饮酒，这对后期青少年进一步实施短期酒精干预是鼓舞人心的。然而，需要注意的是，我们使用了3个月的短期随访。此外，令人惊讶的是，我们的干预措施主要减少了男性的酒精使用量，而女性几乎没有。后一项发现与之前的研究结果相矛盾，之前的研究表明，短期酒精干预的整体效果[ 49， 50对女性的影响甚至更大[ 37， 51］．一项关于酗酒干预措施对大学生样本饮酒影响的综述表明，如果样本中女性较多，干预措施在减少酒精相关问题方面更有效[ 50］．然而，与男性相比，短期酒精干预对女性更有效的证据来自于对面对面或通过邮政邮件进行的短期干预的研究，而我们的干预是基于网络的。最近的一项研究表明，接受面对面干预的女大学生比接受电脑干预的女大学生饮酒减少得更多[ 52］．这些发现表明，女性饮酒者对电脑定制的短暂酒精干预反应较弱。然而，这一解释并没有解释目前的研究和早期研究之间的对比证据，即在男性和女性的总样本中，基于网络的简短酒精干预的有效性[ 28］．由于尚不清楚我们的干预的性别特异性效应是由于我们的年轻样本还是其他因素，我们建议在这个问题上进一步研究。

令人惊讶的是，在我们的研究中，暴露在有规范反馈的短暂酒精干预下的男性，在3个月的随访中，每周饮酒减少，但适度饮酒水平没有增加。相比之下，接受了没有规范性反馈的短暂酒精干预的男性在干预后1个月和3个月的周饮酒量减少，而在干预后3个月的适度饮酒水平更高。因此，我们的数据表明，从长期来看，纳入规范反馈并不有助于对青少年男性饮酒者进行测试的短暂酒精干预的有效性。这一发现与以往证明规范反馈有效性的研究并不一致，尤其是对男性而言[ 53］．从逻辑上讲，我们不能用针对年龄和性别的规范反馈来解释短期酒精干预的较低影响，因为之前的研究表明，关于特定参照群体的信息会增加而不是降低规范反馈的有效性。然而，一种可能的解释可能是，我们测试的样本比之前的研究中检测的样本更年轻。到目前为止，规范反馈在减少青少年饮酒者酒精使用方面的有效性在以前的研究中尚未得到解决。与大学生相比，青少年饮酒者对规范性比较信息的呈现产生的持久影响可能更少。为了进一步了解这一问题，需要对青少年样本中规范性反馈的有效性进行更多的研究。

在讨论我们研究的影响时，需要考虑几个限制。首先，需要注意的是，我们的研究结果是基于一个便利样本，其中不可避免地存在一些辍学率，特别是在较年轻和受教育程度较低的参与者中。此外，由于我们使用的在线小组成员都是酗酒者，所以不清楚我们的发现是否可以推广到更多的临床样本。重要的是，同意参与研究的小组成员中有51.6%在被分配到干预或控制条件后没有做出回应。不幸的是，我们不知道是什么导致了这么高的辍学率。有可能大部分被招募的参与者对干预不感兴趣。这是有可能的，因为参与者不是根据他们自己的治疗动机选择的，而是如果他们符合酗酒的标准就被纳入研究。这些高辍学率表明，相当一部分青少年可能不会使用或受益于基于网络的短期酒精干预。这是进一步实施基于网络的短期酒精干预的一个重要问题，应在未来的研究中进一步研究。其次，我们使用自我报告的数据来评估参与者的酒精消费水平。 This type of measurement may show response bias due to social desirability concerns and memory effects. However, a number of studies confirmed the validity of self-reports of alcohol use [ 54- 57这表明自我报告可以用来评估饮酒行为。然而，为了进一步改善对参与者饮酒水平的评估，未来的研究可以包括其他类型的测量，例如生态瞬时评估(EMA)或直接观察。最后，应该通过在反复接触和少量饮酒者中测试其长期有效性来进一步检验所测试干预措施的效用。

目前的研究结果表明，基于网络的简短酒精干预可以有效地减少每周的酒精使用量，并鼓励15至20岁的男性在1至3个月内适度饮酒。在干预3个月后，纳入规范性反馈似乎并没有提高鼓励适度饮酒干预的有效性。此外，干预措施在该年龄组的女性中似乎没有效果，在随访1个月时，没有规范性反馈的干预措施甚至出现了较小的不利影响。