李慧源，郭雪琪，唐啟群，胡惠菊，楊嬌，陳瑤

（華北理工大學(xué) 護(hù)理與康復(fù)學(xué)院，河北 唐山 063210）

研究顯示， 主觀認(rèn)知下降是認(rèn)知障礙及阿爾茨海默癥的重要危險(xiǎn)因素[1]。 因此，選擇簡潔高效的主觀認(rèn)知評估工具， 盡早識別養(yǎng)老機(jī)構(gòu)認(rèn)知障礙高危人群，對于減慢認(rèn)知障礙進(jìn)程，提高老年人生活質(zhì)量具有重要意義。近年來，主觀認(rèn)知下降相關(guān)評估問卷的研發(fā)工作不斷得以發(fā)展， 目前既有成形問卷也有需要進(jìn)一步完善的問卷，其中主觀認(rèn)知下降問卷21為主觀認(rèn)知下降問卷的上行條目池， 由于部分輕度認(rèn)知障礙患者主觀認(rèn)知下降問卷評分為0， 提示其未涵蓋所有主觀認(rèn)知下降主訴，2021 年我國學(xué)者對上行條目池主觀認(rèn)知下降問卷21 進(jìn)行漢化并在社區(qū)中進(jìn)行了小樣本調(diào)查[2]，2022 年李小豪等[3]在社區(qū)人群中進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，證實(shí)其信效度良好，但該問卷在我國還未得到充分推廣。 主觀認(rèn)知減退問卷相較于客觀認(rèn)知評估工具來說， 操作簡單快速且受教育水平影響較小，已被美國、西班牙、韓國等多國學(xué)者用作主觀認(rèn)知減退人群的劃分標(biāo)準(zhǔn)[4-7]。 目前尚未見學(xué)者對適用于養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人主觀認(rèn)知評估的工具進(jìn)行探討， 因此本研究擬比較主觀認(rèn)知下降問卷21、主觀認(rèn)知減退問卷用于評估養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人認(rèn)知功能的價值，為養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的認(rèn)知評估提供參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象 于2021 年10 月—2022 年3 月，采用便利抽樣法選取河北省唐山市、秦皇島市、邢臺市共6 所養(yǎng)老機(jī)構(gòu)416 名老年人為研究對象。 納入標(biāo)準(zhǔn)：年齡≥60 歲；能進(jìn)行正常閱讀和交流者；入住養(yǎng)老機(jī)構(gòu)≥6 個月；自愿參與調(diào)查者。 排除標(biāo)準(zhǔn)：已診斷患有阿爾茨海默癥或輕度認(rèn)知障礙； 曾患有影響認(rèn)知功能的疾病，如帕金森、腦卒中、顱腦損傷、一氧化碳中毒等；嚴(yán)重精神疾病如抑郁癥、躁狂癥、焦慮癥等；不配合本次研究者。本研究已獲得華北理工大學(xué)倫理委員會批準(zhǔn)（倫理審查批準(zhǔn)號：2022106）。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表： 研究者閱讀相關(guān)文獻(xiàn)后自行設(shè)計(jì)，包括性別、年齡、婚況、職業(yè)、慢性病數(shù)量等。

1.2.2 蒙特利爾認(rèn)知評估量表 （Motreal Cognitive Assessment, MOCA）：由加拿大Nasreddine 等[8]根據(jù)臨床經(jīng)驗(yàn)并參考簡易精神狀態(tài)量表精神研究評定得出，于2004 年確定最終版本，主要包括：注意力、命名、執(zhí)行功能與視空間功能、延遲記憶、語言表達(dá)、抽象思維、 計(jì)算和定向力等8 個認(rèn)知領(lǐng)域的12 個題，總得分為0～30 分，以26 分為正常和輕度認(rèn)知障礙的分界值，≥26 分正常， 當(dāng)患者受教育程度≤12 年時，取測試結(jié)果+1 分，該量表具有良好的信效度，覆蓋重要的認(rèn)知領(lǐng)域， 對于輕度認(rèn)知功能障礙的篩查更具有敏感性，被廣泛應(yīng)用于認(rèn)知障礙的篩查。本研究將蒙特利爾認(rèn)知評估量表作為認(rèn)知評估的金標(biāo)準(zhǔn)。

1.2.3 主觀認(rèn)知下降問卷21 （Subjective Cognitive Decline Question 21,SCD-Q21）：由Gifford 等[9]編制，我國學(xué)者郝立曉等漢化， 是SCD-9 的上行條目池，條目4、5、7、10、20、21 為三分類選項(xiàng)，其余條目為二分類選項(xiàng)；二分類選項(xiàng)中回答“是”或“好”計(jì)1 分，回答“否”或“差”計(jì)0 分，而三分類選項(xiàng)中回答“經(jīng)常”計(jì)1 分，“偶爾”計(jì)，0.5 分，“從未”計(jì)0 分；條目11和19 為反向條目，其余均為正向條目；總分21 分，分?jǐn)?shù)越高表示主觀認(rèn)知下降主訴越多， 該量表信效度良好，在我國社區(qū)人群中的Cronbach α 為0.913[3]。

1.2.4 主觀認(rèn)知減退問卷 （Subjective Cognitive Decline Question-MyCog, SCD-Q -MyCog）：2014 年開發(fā)，由記憶功能、語言和執(zhí)行功能3 個認(rèn)知領(lǐng)域組成，共24 個條目。 每個條目以是或否作答，“是”計(jì)1分，“否”計(jì)0 分，所有條目都使用正向計(jì)分，最高分24 分，分?jǐn)?shù)越高表示過去2 年內(nèi)主觀認(rèn)知減退越嚴(yán)重，該量表信效度良好，Cronbach α>0.800[10]。

1.3 資料收集方法 調(diào)查評估人員均為華北理工大學(xué)護(hù)理學(xué)專業(yè)在讀研究生， 開始調(diào)查前對調(diào)查人員進(jìn)行統(tǒng)一培訓(xùn)并獲取老年人的知情同意， 解釋目的意義及注意事項(xiàng)，填完當(dāng)場收回，問卷共發(fā)放420份，回收有效問卷416 份，回收率為99.0%。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 使用SPSS 25.0 和Medcalc 20.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)、構(gòu)成比進(jìn)行描述，計(jì)量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行描述。 采用受試者工作特征（receiver operating characteristic, ROC）曲線、ROC 曲線下面積（area under the ROC, AUC）、Bayes 判別分析和陽性似然比分析主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人中的應(yīng)用價值。 檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 研究對象一般資料 416 名老年人中， 男性173 名（41.6%），女性243 名（58.4%）；年齡64～99 歲（83.43±6.60）歲；城鎮(zhèn)戶籍339 名（81.5%），農(nóng)村戶籍77 名（18.5%）；大專及以上學(xué)歷107 名（25.7%），高中、中專學(xué)歷143 名（34.4%），初中學(xué)歷46 名（11.1%），小學(xué)學(xué)歷90 名（21.6%），文盲30 名（7.2%）；有飲酒史261 名（62.7%），無飲酒史155 名（37.3%）；無慢性病者75 名（18.0%），有一種慢性病者203 名（48.8%），有兩種及以上慢性病者138 名（33.2%）；自述睡眠質(zhì)量差的老年人121 名（29.1%），自述睡眠質(zhì)量一般的老年人196 名（47.1%），自述睡眠質(zhì)量好的老年人99名（23.8%）。

2.2 主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷對養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的ROC 曲線及曲線下面積的比較以蒙特利爾認(rèn)知評估量表評估判斷認(rèn)知功能為因變量，以主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷實(shí)際得分為自變量，通過ROC 曲線判斷兩者對認(rèn)知的評估效果。 結(jié)果顯示主觀認(rèn)知下降問卷21 的ROC 曲線下面積為0.897（P<0.001），主觀認(rèn)知減退問卷的ROC 曲線下面積為0.809（P<0.001）。 進(jìn)一步對主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷的AUC 進(jìn)行比較，結(jié)果顯示兩者AUC 的差值為0.088（Z=4.343，P<0.001）， 兩者比較差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.05），見表1、圖1。

圖1 主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷預(yù)測認(rèn)知障礙的ROC 曲線比較

表1 主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷的ROC 曲線和最佳臨界值分析

2.3 主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷的最佳臨界值 約登指數(shù)（Youden’s index）計(jì)算公式為敏感度＋特異度-1，該值范圍為0～1，越接近1 說明評估工具的真實(shí)性越好[7]。 根據(jù)約登指數(shù)最大原則，以約登指數(shù)最大時對應(yīng)的主觀認(rèn)知下降問卷21和主觀認(rèn)知減退問卷得分為劃分的最佳臨界值，主觀認(rèn)知下降問卷21 的最佳臨界值為9.250，主觀認(rèn)知減退問卷的最佳臨界值為8.500，且主觀認(rèn)知下降問卷21 的約登指數(shù)大于主觀認(rèn)知減退問卷，詳見表1。

2.4 主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷評估老年人認(rèn)知障礙的準(zhǔn)確度 以蒙特利爾認(rèn)知評估量表評估判斷認(rèn)知功能為因變量（認(rèn)知障礙=1，無認(rèn)知障礙=0）， 以主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷實(shí)際得分為自變量，進(jìn)行Bayes 判別分析。根據(jù)交叉驗(yàn)證法對函數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)， 主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷對認(rèn)知障礙判定的準(zhǔn)確率分別為81.5%和75.0%，見表2。

表2 主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷評估老年人認(rèn)知障礙的Bayes 判別分析

2.5 主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷評估老年人認(rèn)知障礙的陽性似然比 分別以9.250 和8.500 作為主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷的最佳臨界值， 將主觀認(rèn)知下降問卷21 得分≥9.250 的老年人劃分為自主認(rèn)知下降組1，將主觀認(rèn)知下降問卷21 得分<9.250 的劃分為無自主認(rèn)知下降組1；將主觀認(rèn)知減退問卷得分≥8.500 的老年人劃分為自主認(rèn)知減退組2， 將主觀認(rèn)知減退問卷得分<8.500 的劃分為無自主認(rèn)知減退組2， 采用卡方檢驗(yàn)法分別與是否存在認(rèn)知障礙進(jìn)行比較，結(jié)果均存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P<0.001），進(jìn)一步計(jì)算得出主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷的陽性似然比分別為6.930、4.200，見表3。

表3 主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷最高臨界值下自主認(rèn)知下降（減退）組與無自主認(rèn)知下降（減退）組的比較

3 討論

3.1 主觀認(rèn)知下降問卷21 在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人認(rèn)知評估中的參考價值優(yōu)于主觀認(rèn)知減退問卷 目前最常用的認(rèn)知評估工具為以蒙特利爾認(rèn)知評估量表和簡易精神狀態(tài)量表，蒙特利爾認(rèn)知評估量表是2004 年國外學(xué)者Nasreddine 等[11]根據(jù)臨床經(jīng)驗(yàn)并參考簡易精神狀態(tài)量表的基礎(chǔ)上改良定制，涵蓋認(rèn)知域更加全面，且蒙特利爾認(rèn)知評估量表篩查出輕度認(rèn)知障礙的敏感性高于簡易精神狀態(tài)量表，因此本研究選用蒙特利爾認(rèn)知評估量表為判定標(biāo)準(zhǔn)[12]。ROC 曲線分析表明，主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷的AUC 分別為0.897 和0.809，ROC曲線下面積在0.5～0.7、0.7～0.9 和>0.9 時分別代表量表具有低、中、高的準(zhǔn)確度[13]。 主觀認(rèn)知下降問卷21 診斷價值為高等，主觀認(rèn)知減退問卷為中等，且通過對AUC 進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，主觀認(rèn)知下降問卷21的AUC 值顯著大于主觀認(rèn)知減退問卷 （Z=4.343，P<0.001）， 說明主觀認(rèn)知下降問卷21 診斷養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人認(rèn)知障礙風(fēng)險(xiǎn)的參考價值更大。養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的失能率較達(dá)43.6%[14]， 失能老人大部分時間處于臥床狀態(tài)，或者使用輪椅小范圍活動，且日常生活起居通常由護(hù)理員照顧，故難以對主觀認(rèn)知減退問卷中的部分問題進(jìn)行回答，如“您是否在計(jì)劃不是我日常生活（旅游、遠(yuǎn)足等）的事務(wù)上變得更糟糕了”“您是否發(fā)覺記住近期參觀過的地點(diǎn)名字變得更難了”和“您是否在回顧近期家庭事務(wù)的細(xì)節(jié)上變得更糟糕了”等，而主觀認(rèn)知下降問卷21 中此類條目較少，內(nèi)容更加適用于評價養(yǎng)老機(jī)構(gòu)內(nèi)生活的老人， 這可能是主觀認(rèn)知下降問卷21 診斷價值較高的原因。

3.2 主觀認(rèn)知下降問卷21 在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人認(rèn)知功能評估中的靈敏度和特異度高于主觀認(rèn)知減退問卷 本研究中，主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷的敏感度為0.822 和0.798， 說明主觀認(rèn)知下降問卷21 正確識別養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人認(rèn)知障礙風(fēng)險(xiǎn)的能力高于主觀認(rèn)知減退問卷； 兩者的特異度分別為0.881 和0.810， 主觀認(rèn)知下降問卷21 的特異度高于主觀認(rèn)知減退問卷，提示主觀認(rèn)知下降問卷21 正確篩查無認(rèn)知障礙風(fēng)險(xiǎn)老年人的能力高于主觀認(rèn)知減退問卷。 但主觀認(rèn)知減退問卷的敏感度和特異度均低于Rami 等[5]在124 例健康人群、144 例主觀認(rèn)知下降患者、83 例輕度認(rèn)知障礙患者、46 例癡呆患者中測定的83%和87%，產(chǎn)生差異的原因可能與人群和地區(qū)的差異有關(guān)。Valech 等[15]發(fā)現(xiàn)主觀認(rèn)知減退問卷用于健康人群中時，受個人心理和性格特征影響較大，而與自身認(rèn)知行為產(chǎn)生偏差。 根據(jù)選擇靈敏度高的工具作為篩查工具的原則及人群適應(yīng)性的考慮[16]，主觀認(rèn)知下降問卷21 更適用于養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人認(rèn)知障礙風(fēng)險(xiǎn)的篩查。

3.3 主觀認(rèn)知下降問卷21 在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人認(rèn)知功能評估中的準(zhǔn)確度高于主觀認(rèn)知減退問卷本研究采用Bayes 判別分析法比較了主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷評估養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人認(rèn)知障礙的準(zhǔn)確性。 結(jié)果顯示，主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷的交叉檢驗(yàn)準(zhǔn)確率分別達(dá)到81.5%和75.0%，說明兩量表均有良好的判別效果，且主觀認(rèn)知下降問卷21 對養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的認(rèn)知評估判別水平高于主觀認(rèn)知減退問卷。 此外，陽性似然比（positive likelihood ratio，+LR）：指診斷性試驗(yàn)的真陽性率與假陽性率的比值。 即正確判斷患病的可能性是錯誤判斷患病的可能性的倍數(shù)，也是判斷量表準(zhǔn)確性的重要指標(biāo)。 比值越大說明正確判斷老年人存在認(rèn)知障礙的可能性越大。似然比>10 代表此工具具有很強(qiáng)的臨床診斷意義，2～5 表示此工具的臨床診斷意義較弱[13]。 結(jié)果發(fā)現(xiàn)，主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷的陽性似然比分別為6.930 和4.200， 再一次證明了主觀認(rèn)知下降問卷21 的準(zhǔn)確度與主觀認(rèn)知減退問卷相比較好。

4 結(jié)論

綜上所述，本研究以蒙特利爾認(rèn)知評估量表為金標(biāo)準(zhǔn)，評估主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人認(rèn)知評估中的能力，結(jié)果發(fā)現(xiàn)主觀認(rèn)知下降問卷21 和主觀認(rèn)知減退問卷在篩查養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人認(rèn)知障礙中均有一定的價值，但與主觀認(rèn)知減退問卷相比，主觀認(rèn)知下降問卷21 的敏感度、特異度、準(zhǔn)確度和診斷能力更好，更適合評估養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人的認(rèn)知功能。 究其原因，可能為主觀認(rèn)知下降問卷21 條目內(nèi)容對于機(jī)構(gòu)內(nèi)生活的老年人更為適合。 且主觀認(rèn)知減退問卷的評估與個人性格和心理狀態(tài)強(qiáng)烈相關(guān)，評估結(jié)果易受老年人心態(tài)和環(huán)境的影響。 本研究采用便利抽樣，且受疫情影響訪問條件受限，樣本量較小，地區(qū)較為局限，未來可擴(kuò)大樣本量和研究范圍，控制心理及受教育程度等因素，進(jìn)一步探討兩量表在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人認(rèn)知評估中的適用性和合理性。

[致謝] 華北理工大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院武建輝教授在本文章統(tǒng)計(jì)分析中的指導(dǎo)。