黃若燕唐牟尼佘生林孫彬林康廣郁俊昌陳映梅郭偉堅肖頔王懷坤

隨著中國進(jìn)入老齡化社會，越來越多的老人罹患癡呆。癡呆是一種慢性腦器質(zhì)性損害，不可逆且目前尚無有效的治療辦法。及早診斷是癡呆防治工作中的重要環(huán)節(jié)。認(rèn)知功能篩查的工具眾多，畫鐘測驗(yàn)(clock drawing test，CDT)是一種簡單易行的工具，在臨床上主要用于癡呆的篩查，其靈敏度和特異度均較高[1]。CDT對輕度認(rèn)知障礙(mild cognitive impairment，MCI)人群的評估價值并未十分明確，是否可以區(qū)分健康老年人與MCI患者，仍需要進(jìn)一步研究。本文旨在探討CDT識別MCI和癡呆老人的靈敏度和特異度及影響CDT的相關(guān)因素，為臨床應(yīng)用提供依據(jù)。

1 對象和方法

1.1 研究對象 來自2001年廣州市社區(qū)老年癡呆流行病學(xué)調(diào)查中被定義為認(rèn)知功能損害高危人群的老人，即該調(diào)查中簡易精神狀態(tài)檢查表(minimental statue examination，MMSE)得分在界值以下的老人(MMSE評分界值：文盲組≤19分；小學(xué)組≤22分；中學(xué)及以上組≤26分)，共有845人[2]。2008年再次對這些高危人群進(jìn)行調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn)：①年齡≥55周歲；②認(rèn)知功能正常者，MCI患者或阿爾茨海默病(Alzheimer's disease,AD)患者；③同意參與本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：①已死亡、無法獲得聯(lián)系或拒絕參與研究者；②患有其他精神疾病(精神分裂癥或精神發(fā)育遲滯等)；③因失明或聽力下降無法完成認(rèn)知功能檢查者；④血管性癡呆(17例)和其他癡呆(9例)患者因參與調(diào)查人數(shù)較少，不納入本研究。共222人納入研究，女性153人，男性69人；年齡62～97歲，平均(77.58±8.14)歲；受教育年限0～17年，平均(3.35±4.42)年。

1.2 研究方法 所有參與調(diào)查者均由居委會工作人員通知來到所屬地的居委會，不愿意來居委會或者因?yàn)槠渌驘o法來居委會的老人，由居委會工作人員帶領(lǐng)調(diào)查員上門調(diào)查。調(diào)查員通過一對一面談，收集參與調(diào)查者的年齡、性別和受教育年限等人口學(xué)資料，采集有關(guān)認(rèn)知損害的病史，并進(jìn)行認(rèn)知功能檢查和體格檢查。認(rèn)知功能檢查包括：MMSE、CDT、癡呆嚴(yán)重程度臨床評定量表(clinical dementia rating，CDR)。其中CDT要求所有的受試者在紙上畫出一個鐘面(已有圓圈)，時針和分針指出時間3點(diǎn)40分。參照Watson法[3]，為7分法，得分點(diǎn)分別為：畫出數(shù)字1～12，數(shù)字順序正確，數(shù)字位置正確，有2根指針，時針畫得正確，分針畫得正確，2根針的比率長短畫得正確。得分越高，成績越好。調(diào)查員由精神科臨床醫(yī)師組成。每次調(diào)查前先組織調(diào)查員學(xué)習(xí)調(diào)查工具的使用，對理解不一致的項(xiàng)目進(jìn)行討論，直到理解和詢問方法一致。

1.3 診斷標(biāo)準(zhǔn) 癡呆診斷采用《美國精神疾病診斷與統(tǒng)計手冊第4版》(Diagnosic and Statistic Manual of Mental Disorder,Fourth Edition，DSM-Ⅳ)的標(biāo)準(zhǔn)。AD診斷亦采用DSM-Ⅳ診斷標(biāo)準(zhǔn)，并且Hachinski缺血指數(shù)量表≤4分。癡呆嚴(yán)重程度則用CDR評定(0=正常，0.5=可疑，1=輕度，2=中度，3=重度)。MCI診斷參照Petersen的診斷標(biāo)準(zhǔn)[4]，且CDR=0.5。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法 采用SPSS 11.5進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。各組年齡、受教育年限的比較采用方差分析，各組性別分布的比較采用χ2檢驗(yàn)。CDT和MMSE分?jǐn)?shù)不符合正態(tài)分布，使用秩和檢驗(yàn)分析各組之間差異。用多分類Logistic回歸(Multinomial Logistic)建立模型，將不同診斷組作為因變量，納入性別、年齡、教育年限和CDT分?jǐn)?shù)為自變量，獲得估計反應(yīng)概率 logit(P)=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4，其中X1～X4為各自變量，β1～β4為各自變量回歸系數(shù)，β0為常數(shù)項(xiàng)。通過模型擬合后各組的logit(P)來擬合受試者工作特征曲線(receiver operating characteristic curve，ROC)，并分析模型診斷價值。

2 結(jié)果

2.1 人口學(xué)特征和MMSE、CDT評分 222名老人中，75例診斷為MCI(占33.78%)；65例診斷為AD(占29.30%)，其中輕度AD 48例，中重度17例；其他82名老人無認(rèn)知障礙診斷。4組的性別(χ2=12.95，P＜0.001)、年齡(F=24.81，P＜0.001)、受教育年限(F=10.63，P＜0.001)差異有統(tǒng)計學(xué)意義。各組人口學(xué)特征。見表1。

222名老人CDT分?jǐn)?shù)0～7分，平均(1.98±2.74)分；MMSE分?jǐn)?shù)0～30分，平均(20.00±8.00)分。秩和檢驗(yàn)結(jié)果表明，4組 CDT(H=49.9，P＜0.001)、MMSE(H=109.7，P＜0.001)的差異有統(tǒng)計學(xué)意義。各組CDT和MMSE分?jǐn)?shù)。見表1。

因?yàn)镃DT受教育因素影響較大，將受教育年限分為2層(1=文盲，2=非文盲)，文盲為教育年限為0，非文盲為教育年限大于0。得到文盲組116人，非文盲組106人。文盲組CDT平均(0.30±1.21)分，非文盲組CDT平均(4.02±2.73)分。經(jīng)秩和檢驗(yàn)，2組CDT分?jǐn)?shù)有統(tǒng)計學(xué)差異(Z=31.87，P＜0.001)。

2.2 建立回歸模型 建立多分類Logistic回歸模型，結(jié)果。見表2。通過模型擬合后各組的估計反應(yīng)概率logit(Pi)來擬合ROC曲線。

2.3 CDT對MCI、AD的診斷價值 ROC曲線分析示，無認(rèn)知障礙與有認(rèn)知障礙患者的最佳截斷值為 logit(P1)=0.63，AUC 為 0.79，95%CI為(0.73～0.85)，見圖1。此時，特異度為70%，靈敏度為77%，陰性預(yù)測值為0.64，陽性預(yù)測值為0.81，約登指數(shù)為0.47。見表3。

ROC曲線分析示，MCI與無MCI患者的最佳截斷值為 logit(P2)=0.25，AUC 為 0.55，95%CI為(0.47～0.63)，見圖2。此時，特異度為21%，靈敏度為93%，陰性預(yù)測值為0.86，陽性預(yù)測值為0.38，約登指數(shù)為0.14。見表4。

ROC曲線分析示，輕度AD與非輕度AD患者的最佳截斷值為logit(P2)=0.20，AUC為0.75，95%CI為(0.68～0.82)，見圖3。此時，特異度為49%，靈敏度為96%，陰性預(yù)測值為0.98，陽性預(yù)測值為0.34，約登指數(shù)為0.45。見表5。

ROC曲線分析示，中重度AD與非中重度AD患者的最佳截斷值為logit(P2)=0.08，AUC為0.85，95%CI為(0.76～0.93)，見圖 4。此時，特異度為71%，靈敏度為88%，陰性預(yù)測值為0.99，陽性預(yù)測值為0.20，約登指數(shù)為0.59。見表6。

表1 各組社會人口學(xué)特征和認(rèn)知功能評估的比較

表2 多分類回歸模型結(jié)果

表3 logit(P1)為0.63時無認(rèn)知障礙、有認(rèn)知障礙患者人數(shù)

表4 logit(P2)為0.25時MCI、無MCI患者人數(shù)

3 討論

本研究人群來自于社區(qū)，是對2001年調(diào)查中被認(rèn)為認(rèn)知障礙高危人群的流調(diào)樣本復(fù)查，該人群的特征：年齡偏大、受教育程度偏低[2]。8年后進(jìn)行隨訪，癡呆和MCI的檢出率較高，分別為33.78%和29.30%。在這樣的人群中，如何選擇一個好的認(rèn)知功能障礙篩查工具是個問題。MMSE是評估認(rèn)知功能最為廣泛使用的量表，但是由于其過于簡單，對于早期認(rèn)知障礙人群的檢測不靈敏[5]。而另外一些復(fù)雜的、包含多種認(rèn)知領(lǐng)域的檢查工具由于耗時較長、需要專業(yè)工具等限制，不能很好地在臨床上應(yīng)用。鐘作為日常生活不能離開的物品廣為人知，畫鐘測驗(yàn)?zāi)軠p少教育程度的影響，較好地評估患者的認(rèn)知情況[6]。

表5 logit(P3)為0.15時輕度AD、非輕度AD人數(shù)

表6 logit(P4)為0.08時中重度AD、非中重度AD人數(shù)

圖1 識別有認(rèn)知障礙的ROC曲線

本研究發(fā)現(xiàn)CDT受教育程度的影響很大，在文盲老人中得分偏低，幾乎為0，與癡呆老人的得分相差不大。有研究者認(rèn)為低教育水平的輕度癡呆老年人(CDR=1)CDT分界值要更低，而且其靈敏度更低[10-11]，而CDT聯(lián)合MMSE是提高低教育文化人群癡呆檢出率的有效篩查工具[6，9]。因而在使用CDT作為篩查工具時，受教育年限較低的人群并不適合單獨(dú)使用CDT。并且，年齡、性別等因素亦與認(rèn)知功能有關(guān)，因此單獨(dú)考慮CDT進(jìn)行診斷并不科學(xué)，需要綜合年齡、性別、受教育年限及CDT建立鑒別診斷模型，因而本研究使用多分類logistic回歸方法建立logit(P)概率模型。

圖2 識別MCI的ROC曲線

圖3 識別輕度AD的ROC曲線

圖4 識別中重度AD的ROC曲線

本研究中鑒別MCI的特異度和正確性較低。一些研究也得出類似的結(jié)論：在Ravaglia等[7]的研究中，在正常老人中鑒別MCI，特異度及靈敏度分別為0.8及0.5；在Ehreke等[8]的研究中，評估7個不同評分標(biāo)準(zhǔn)的畫鐘測驗(yàn)，在正常老人中鑒別MCI，其ROC 曲線下面積為0.64～0.69，特異度在58%～76%之間，靈敏度在48%～76%之間。在鑒別癡呆中，本研究證實(shí)含CDT的模型是癡呆的有效篩查工具，K?rner等[9]與本研究結(jié)果一致，在正常老人中鑒別AD，其CDT的ROC曲線下面積達(dá)到0.89。本研究發(fā)現(xiàn)診斷模型在識別癡呆方面靈敏度及特異度較高，顯示綜合CDT和其他因素能較好識別出癡呆患者。

本資料顯示CDT是一種較好的認(rèn)知功能篩查量表，但是當(dāng)用于MCI鑒別時，仍需要結(jié)合其他認(rèn)知工具，才能更有效地將MCI患者與正常老人區(qū)別開來。評估CDT分值時，需要注意到文化對于CDT的影響。

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