田德財(cái) 張新卿周景升 姜鳳英劉學(xué)娜 方向華

交互式語(yǔ)音應(yīng)答系統(tǒng) （Interactive Voice Response，IVR）是基于計(jì)算機(jī)處理過程和語(yǔ)音電話的自動(dòng)系統(tǒng)。在抑郁障礙的調(diào)查中將IVR與抑郁篩查量表結(jié)合應(yīng)用，具有良好的隱私性和評(píng)定方便的優(yōu)勢(shì)［1］，可更適合社區(qū)篩查。但國(guó)內(nèi)尚沒有適合IVR系統(tǒng)的抑郁量表。同時(shí)，目前國(guó)內(nèi)使用的絕大多數(shù)抑郁量表來自西方［2］，以西方文化為背景編制，并不適合直接套用于IVR系統(tǒng)。因此，在目前常見的抑郁自評(píng)和他評(píng)量表的基礎(chǔ)上，本課題組根據(jù)IVR系統(tǒng)的特點(diǎn)編制了社區(qū)抑郁狀態(tài)電話篩查問卷（community depression status screening questionnaire via telephone，CDSQ-T）。目前常用的抑郁量表包括Hamilton抑郁量表（Hamilton depression rating scale，HAMD）、Zung 抑郁自評(píng)量表（self-rating depression scale，SDS）等。其中HAMD逐漸成為臨床評(píng)估抑郁最常用的量表和金標(biāo)準(zhǔn)［3－4］。Zung 抑郁自評(píng)量表（SDS）由于使用方便也得到了廣泛應(yīng)用。因此，本研究比較了CDSQ-T與HAMD、Hamilton焦慮量表（Hamilton anxiety rating scale，HAMA）、SDS、Zung 焦慮自評(píng)量表（self-rating anxiety scale，SAS）的相關(guān)性和一致性，進(jìn)一步檢驗(yàn)CDSQ-T的效標(biāo)效度。

1 對(duì)象和方法

1.1 研究對(duì)象 為來自2010年9月至2011年1月到首都醫(yī)科大學(xué)宣武醫(yī)院抑郁專家門診就診的458名患者為對(duì)象。男181例 （39.5%），女277例（60.5%）。年齡 14～86歲，平均（41.53±13.47）歲。

1.2 研究方法 由同一名神經(jīng)心理檢查室的專業(yè)人員在單獨(dú)的安靜房間中完成。同時(shí)依下列順序，先后用CDSQ-T（書面問卷）與HAMD17、HAMA、SDS、SAS量表評(píng)估患者。為保護(hù)患者隱私及評(píng)估的獨(dú)立性，評(píng)估時(shí)不允許家屬在場(chǎng)。時(shí)間為1 h左右。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析 采用SPSS 16.0完成統(tǒng)計(jì)分析。以關(guān)聯(lián)性分析研究?jī)蓚€(gè)變量之間的相關(guān)關(guān)系及程度；采用線性回歸分析研究一個(gè)變量和另一個(gè)變量間的線性關(guān)系。相關(guān)系數(shù)用Pearson函數(shù)計(jì)算，線性關(guān)系采用線性回歸模型分析。以CDSQ-T總分為橫坐標(biāo)，以 HAMD、HAMA、SDS、SAS 的總分分別作縱坐標(biāo)繪制散點(diǎn)圖，分析CDSQ-T與HAMD、HAMA、SDS、SAS的線性相關(guān)趨勢(shì)，決定系數(shù)R2反映所有的點(diǎn)和擬合的直線偏離程度。并且以CDSQ-T為自變量，分別以 HAMD、HAMA、SDS、SAS為因變量建立直線回歸模型。

2 結(jié)果

2.1 CDSQ-T 與 HAMD、HAMA、SDS、SAS 的 相關(guān)性 458例患者的CDSQ-T總分分別與HAMD、HAMA、SDS、SAS的總分之間的相關(guān)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（r分別為 0.79、0.71、0.76、0.72，均 P ＜ 0.05）。

2.2 CDSQ-T 與 HAMD、HAMA、SDS、SAS 的 一致性 CDSQ-T與HAMD、HAMA、SDS、SAS的決定系數(shù) R2 分別為 0.63、0.50、0.57、0.52 （P ＜ 0.05）。見圖1。

以CDSQ-T為自變量，分別以HAMD、HAMA、SDS、SAS為因變量建立直線回歸模型，其中總體回歸系數(shù)分別為 0.56、0.61、0.91、0.81，均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）。簡(jiǎn)單線性回歸模型如下：YHAMD＝0.56X（CDSQ-T） ＋ 3.75，YHAMA＝0.61X（CDSQ-T） ＋3.81，YSDS＝0.91X（CDSQ-T） ＋ 25.11，YSAS＝0.81X（CDSQ-T）＋26.30。

圖1 CDSQ-T與各量表總分的散點(diǎn)圖擬合

3 討論

抑郁癥是全球范圍內(nèi)最大的非致死性疾病負(fù)擔(dān)［5］，早期發(fā)現(xiàn)、早期治療意義重大。神經(jīng)心理量表檢查在抑郁的篩查與診斷中有重要的臨床意義［6］。因此本課題組與清華大學(xué)合作開發(fā)了IVR系統(tǒng)，并且編制了適合IVR系統(tǒng)的抑郁自評(píng)問卷－CDSQ-T。該問卷的編制過程、信度和結(jié)構(gòu)效度已發(fā)表［7］，現(xiàn)將該問卷實(shí)際應(yīng)用于我院的抑郁門診人群，檢驗(yàn)其篩查抑郁情緒的效果。

相關(guān)分析結(jié)果表明，CDSQ-T與HAMD的相關(guān)性最好，其它依次為SDS、SAS、HAMA。首先，CDSQ-T與最常用的HAMD的相關(guān)性最好，表明該量表在篩查中能夠較好評(píng)價(jià)患者的抑郁狀態(tài)。其次，CDSQ-T與兩個(gè)抑郁量表的相關(guān)性均比其與兩個(gè)焦慮量表的相關(guān)性好，而與自評(píng)量表的相關(guān)性好于他評(píng)量表，提示該量表對(duì)于抑郁的評(píng)估優(yōu)于焦慮，適合于自評(píng)。CDSQ-T與焦慮他評(píng)和自評(píng)量表的相關(guān)系數(shù)也均在0.70以上，提示該量表對(duì)于抑郁和焦慮兩類情緒問題的區(qū)分仍不夠好，不過這與該量表僅是抑郁篩查問卷的目的不矛盾。CDSQ-T與HAMD、HAMA、SDS、SAS 之間均具有較好的相關(guān)性，但在統(tǒng)計(jì)學(xué)中“相關(guān)”與“一致”有本質(zhì)的區(qū)別?！跋嚓P(guān)”可以是不同指標(biāo)間的相關(guān)，可以正相關(guān)，可以負(fù)相關(guān)，只表示變量間的聯(lián)系，而“一致”則是同指標(biāo)間同方向且基本同值的概念［8－9］。所以本研究進(jìn)一步利用線性相關(guān)回歸分析它們之間的一致性。

從散點(diǎn)圖及線性回歸模型來看，CDSQ-T與HAMD、CDSQ-T 與 HAMA、CDSQ-T 與 SDS、CDSQ-T與SAS之間線性擬合度好，具有顯著的線性關(guān)系。通過 CDSQ-T 與 HAMD、HAMA、SDS、SAS 的散點(diǎn)圖擬合分析，反映線性擬合優(yōu)度的決定系數(shù)高低順序?yàn)镠AMD＞SDS＞SAS＞HAMA，表明CDSQ-T與HAMD的線性擬合優(yōu)度最好，說明該量表與金標(biāo)準(zhǔn)的線性關(guān)系最好。其次是CDSQ-T與SDS的線性關(guān)系，表明CDSQ-T與抑郁量表的一致性好于焦慮量表，說明該量表具有抑郁量表的特性。CDSQ-T 與 HAMD、HAMA、SDS、SAS的回歸方程系數(shù)分別為 0.56、0.61、0.91、0.81。回歸方程系數(shù)大于零表明 CDSQ-T變化時(shí)，HAMD、HAMA、SDS、SAS都是正相關(guān)變化?；貧w方程系數(shù)越趨向于1，表明它們之間的一致性越好。其中由于二者從性質(zhì)上都是自評(píng)的抑郁量表，對(duì)條目的反映基本一致，所以CDSQ-T與SDS一致性最好。當(dāng)CDSQ-T分?jǐn)?shù)變化時(shí)，HAMD與HAMA分?jǐn)?shù)改變的小，說明CDSQ-T與HAMD、HAMA的一致性較SDS、SAS差，原因可能是HAMD與HAMA中有些條目需要靠測(cè)試者的觀察來判斷程度。因?yàn)橐钟舻谋旧硖匦?，是根?jù)臨床面訪分級(jí)還是根據(jù)患者自我評(píng)定分級(jí)目前還沒有定論［10］。所以，他評(píng)和自評(píng)的得分存在不一致的情況。

總之，本研究顯示CDSQ-T分別與HAMD、HAMA、SDS、SAS之間有顯著的正相關(guān)及線性關(guān)系。CDSQ-T具有自評(píng)量表的特性，適合用于社區(qū)篩查。由于該問卷的因子數(shù)及內(nèi)容和HAMD不同，并且兩個(gè)問卷各個(gè)維度所包含的內(nèi)容也不同。因此，兩個(gè)問卷因子的分析比較有難度，故沒有進(jìn)一步分析。為了更好的檢驗(yàn)問卷的應(yīng)用，本研究適當(dāng)擴(kuò)大了測(cè)試人群的范圍，但是樣本量仍然不夠大。下一步需要擴(kuò)大樣本量，繪出ROC曲線，確定問卷的界值，并且根據(jù)問卷的篩查結(jié)果與專家診斷結(jié)果進(jìn)行診斷一致性的檢驗(yàn)。此外需要在實(shí)際應(yīng)用過程中不斷調(diào)試交互式應(yīng)答系統(tǒng)，使之更加人性化，應(yīng)用更加方便。

［1］ 田德財(cái)，張新卿.交互式語(yǔ)音應(yīng)答系統(tǒng)在抑郁障礙篩查中的應(yīng)用 ［J］.中國(guó)神經(jīng)精神疾病雜志，2010，36（11）：695－697.

［2］ 李文波，許明智，高亞麗，等.漢密頓抑郁量表6項(xiàng)版本的臨床應(yīng)用 ［J］.中國(guó)神經(jīng)精神疾病雜志 2007，33（2）：117－120.

［3］Lopez-Pi?a JA，Sánchez-Meca J，Rosa-Alcázar AI.The Hamilton Rating Scale for Depression：A meta-analytic reliability generalization study ［J］.Int J of Clin Health Psychol，2009，9（1）：143－159.

［4］Bech P.Fifty years with the Hamilton scales for anxiety and depression.A tribute to Max Hamilton［J］.Psychother Psychosom，2009，78（4）：202－211.

［5］Baas KD，Wittkampf KA，van Weert HC，et al.Screening for depression in high-risk groups： prospective cohort study in general practice ［J］.Br J Psychiatry，2009，194（5）：399－403.

［6］ 張艷萍，李獻(xiàn)云，王志青，等.北京市50家綜合醫(yī)院門診患者抑郁障礙的調(diào)查 ［J］.中華精神科雜志，2006，39（3）：161－164.

［7］ 田德財(cái)，張新卿，姜鳳英，等.社區(qū)抑郁狀態(tài)電話篩查問卷的編制及其信度和結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)［J］.中國(guó)神經(jīng)精神疾病雜志，2011，37（9）：

［8］ 吳明隆.量表的信度∥吳明隆.問卷統(tǒng)計(jì)分析實(shí)務(wù)［M］.重慶：重慶大學(xué)出版社，2010.205－265.

［9］ 凌莉，劉清海.關(guān)聯(lián)性分析∥方積乾.生物醫(yī)學(xué)研究中的統(tǒng)計(jì)方法［M］.北京：高等教育出版社，2007.155－191.

［10］Mundt JC，Katzelnick DJ，Kennedy SH，et al.Validation of an IVRS version of the MADRS［J］.J Psychiatr Res，2006，40（3）：243－246.