邢笑萌，梁思想，刘 君，沙 莎

（首都医科大学附属北京安定医院，北京 100088*通信作者：沙 莎，E-mail：shashaanding@ccmu.edu.cn）

双相障碍患者的认知功能损害已引发越来越多的关注［1］。研究显示，成年双相障碍患者存在持续的神经认知功能损害［2］，涉及执行功能、记忆力、注意和信息处理速度等［3］。青少年双相障碍患者同样存在显著的认知功能受损［4］，严重影响其学业成绩、人际关系和职业参与［5-6］。因此，对青少年双相障碍患者认知功能的临床评估非常重要［7］。与成年双相障碍患者认知功能的评估相比，青少年双相障碍患者认知功能评估的工具很少被探索。美国国立卫生研究院开发了精神分裂症认知功能成套测验（MATRICS Consensus Cognitive Battery，MCCB），旨在评估精神分裂症患者的认知功能损伤［8］。既往研究表明，采用MCCB对成年双相障碍患者认知功能评定具有较好的心理测量学特征［9］。如果能够对现有认知功能评定工具在青少年双相障碍患者中的适用性进行研究，将有助于探索青少年双相障碍患者的认知结构。因此，本研究对MCCB在青少年双相障碍患者中的信效度进行验证，以期为此类患者临床认知功能评定和研究提供有效工具。

1 对象与方法

1.1 对象

于2021年2月-7月在首都医科大学附属北京安定医院纳入研究对象。采用简明国际神经精神访谈（Mini International Neuropsychiatric Interview，MINI 7.0）对双相障碍及重度抑郁发作患者进行筛查。青少年双相障碍患者入组标准：①符合《国际疾病分类（第10版）》（International Classification of Diseases，tenth edition，ICD-10）双相障碍诊断标准；②年龄14～24岁［10］；③双相障碍处于稳定期，且至少持续一个月，汉密尔顿抑郁量表17项版（Hamilton Depression Scale-17 item，HAMD-17）评分≤8分，杨氏躁狂评定量表（Young Manic Rating Scale，YMRS）评分≤6分［11］。青少年重度抑郁发作患者入组标准：①符合ICD-10重度抑郁发作诊断标准；②年龄14～24岁［10］；③HAMD-17评分>17分。患者组排除标准：①伴有严重的中枢神经系统疾病和躯体疾病者；②精神活性物质使用者；③伴精神发育迟滞或痴呆综合征者；④共病其他可能影响认知功能的精神疾病，如焦虑谱系障碍和自闭症谱系障碍。符合入组标准且不符合排除标准的青少年双相障碍组共38例、青少年重度抑郁发作组40例。同时，在学校和社区发布广告，招募年龄、性别和受教育水平相匹配的41名健康青少年为对照组。

在研究期间，抗抑郁药、心境稳定剂和非典型抗精神病药等治疗双相障碍的药物被允许使用。本研究通过首都医科大学附属北京安定医院伦理委员会批准（伦理审批号：2020科研第16号）。所有研究对象均签署知情同意书。

1.2 评估工具

MCCB包括7项认知维度（共10个分测验）：①信息处理速度，包括连线测验、符号编码测验和语义流畅性测验；②注意/警觉性，即持续操作测验-相同配对；③工作记忆，包括数字序列测验及空间广度测验；④言语学习和记忆，即言语记忆测验；⑤视觉学习和记忆，即视觉记忆测验；⑥推理与问题解决能力，即迷宫测验；⑦社会认知，即情绪管理测验。其中，工作记忆维度中的数字序列测验由于不适用于中国文化背景，在原中文版翻译的过程中被删除［12］。MCCB所有原始分数经系统转化，排除性别、年龄及受教育程度的影响后转换为T分，所有维度的T分越高表明认知功能越好。MCCB中文版在精神分裂症患者中的应用具有较好的信效度［13］。

蒙特利尔认知评估量表（Montreal Cognitive Assessment，MoCA）包括7个认知维度：短期记忆、语言学习、定向力、注意和工作记忆、视觉空间能力、执行功能以及抽象能力。各维度单独计分，评分范围2～6分，各维度评分之和为总评分，总评分范围0～30分，评分越高表明认知功能越好。MoCA在社区人群中的应用具有良好的心理测量学特征［14］。既往研究将MoCA作为MCCB的效标来验证MCCB在心境障碍患者中的适用性，结果较好［15-16］，故本研究将MoCA作为效标工具以进行验证。

1.3 评估流程

在基线期，收集所有入组被试的人口学资料，同时收集患者组临床资料。在基线期和2周后，青少年双相障碍患者接受MoCA和MCCB评定，其他研究对象仅接受基线期MCCB评定。由2名经过一致性培训的精神科医师进行量表评定。对每名被试的评定均在工作时间于专门的测查室进行，并确保周围环境安静。

1.4 统计方法

使用 SPSS 17.0及 SPSS AU（https：//spssau.com/）进行统计分析。使用单因素方差分析和χ2检验比较患者组与健康对照组的人口学资料和量表评分。采用Cronbach’sα系数评估MCCB各维度的内部一致性。如果Cronbach’sα系数大于0.6，即认为内部一致性是可以接受的［17］。使用Pearson相关分析考察重测信度与效标效度。通过协方差分析表示区分效度。使用探索性因子分析进行结构效度分析［12］。同时，对于部分存在多条目的维度，进行验证性因子分析，以进一步探索MCCB在双相障碍患者中的理想因子模型。

2 结 果

2.1 研究对象人口学资料及患者组临床资料

所有入组对象均完成了基线期资料收集，32例双相障碍患者完成了2周后的评定。脱落的6例双相障碍患者与完成重测的32例双相障碍患者人口学资料比较差异均无统计学意义（P均>0.05）。各组资料比较见表1。

2.2 信度检验

2.2.1 内部一致性检验

基线期和2周后重测时，青少年双相障碍患者MCCB 的 Cronbach’sα系数分别为 0.784、0.773。由于推理与问题解决能力、社会认知和工作记忆维度均只包含一项测试结果，故未检测上述维度的Cronbach’sα系数。注意/警觉性、视觉学习和记忆、言语学习和记忆三个维度虽只有一个分测验，但测验内含有三个小项目并可单独计分，故探索了这三个维度的内部一致性。

在MCCB的注意/警觉性、视觉学习和记忆、言语学习和记忆以及信息处理速度维度中，基线期Cronbach’sα系 数 分 别 为 0.871、0.858、0.824、0.622，2 周 后重 测 分别 为 0.802、0.853、0.912、0.608。为进一步验证各分测验对总量表内部一致性的影响，对各项分测验项目删除后进行内部一致性检验：基线期Cronbach’sα系数为0.712～0.861，2周后重测为0.737～0.833。见表2。

表2 MCCB各分测验内部一致性检验Table 2 MCCB internal consistency test for each item

2.2.2 重测信度

2周后MCCB各维度重测信度：信息处理速度为0.662，言语学习和记忆为0.658，视觉学习和记忆为0.630，注意/警觉性为0.812，工作记忆为0.701，推理与问题解决能力为0.697，社会认知为0.707，P均<0.01。

2.3 效度检验

2.3.1 效标效度

共32例青少年双相障碍患者完成了MoCA评定，评分为（24.37±3.82）分。Pearson相关分析结果显示，MoCA的短期记忆维度评分与MCCB的信息处理速度以及言语学习和记忆维度评分均呈正相关（r=0.487、0.522，P<0.05或0.01）。见表3。

表3 青少年双相障碍患者MoCA与MCCB评分的相关性Table 3 Correlation between MoCA and MCCB scores in adolescents with bipolar disorder

2.3.2 区分效度

除社会认知维度外，青少年双相障碍组、青少年重度抑郁发作组和健康对照组MCCB的信息处理速度（F=5.921，95%CI：34.232～38.430，P<0.01）、注意/警觉性（F=3.790，95%CI：32.742～37.371，P<0.01）、工作记忆（F=4.657，95%CI：40.076～43.840，P<0.01）、言语学习和记忆（F=5.402，95%CI：43.724～47.218，P<0.01）、视觉学习和记忆（F=7.243，95%CI：41.605～45.652，P<0.01）以及推理与问题解决能力（F=6.182，95%CI：41.184～44.501，P<0.01）评分差异均有统计学意义。

与健康对照组相比，青少年双相障碍组MCCB的信息处理速度（F=27.841，P<0.01）、注意/警觉性（F=8.902，P<0.01）、工作记忆（F=17.515，P<0.01）、言语学习和记忆（F=28.305，P<0.01）、视觉学习和记忆（F=6.745，P<0.05）以及推理与问题解决能力（F=46.613，P<0.01）评分均较低，差异均有统计学意义。

与青少年重度抑郁发作组相比，青少年双相障碍组MCCB的信息处理速度（F=3.264，P<0.05）、视觉学习和记忆（F=0.811，P<0.05）以及社会认知维度（F=2.542，P<0.05）评分均较低，差异均有统计学意义。见表4。

表4 三组MCCB评分比较（±s，分）Table 4 Comparison of MCCB scores among three groups

表4 三组MCCB评分比较（±s，分）Table 4 Comparison of MCCB scores among three groups

注：MCCB，精神分裂症认知功能成套测验

MCCB评分社会认知41.32±15.21 46.24±15.32 44.64±10.21组 别青少年双相障碍组（n=38）青少年重度抑郁发作组（n=40）健康对照组（n=41）注意/警觉性28.36±14.21 36.91±12.65 38.34±7.12信息处理速度28.31±13.72 35.53±10.82 43.58±9.05工作记忆36.21±8.42 43.53±11.82 45.62±9.01言语学习和记忆39.36±9.26 44.17±11.20 52.53±13.52视觉学习和记忆40.08±10.72 42.19±12.57 47.20±8.72推理与问题解决能力35.63±7.62 43.64±15.91 48.77±11.11

2.3.3 探索性因子分析

利用青少年双相障碍患者基线期MCCB评定结果，使用探索性因子分析测试MCCB的内部结构。通过最大方差旋转方法（KMO=0.678，P<0.01），获得四个因子结构：因子1为信息处理速度及视觉学习和记忆，因子2为注意/警觉性，因子3为言语学习和记忆，因子4为工作记忆及社会认知。累计方差解释率为71.65%。见表5。

表5 MCCB的探索性因子分析Table 5 Exploratory factor analysis of MCCB

2.3.4 验证性因子分析

参考既往研究中MCCB的理想模型，进行验证性因子分析。由于本研究中MCCB的推理和问题解决能力、工作记忆和社会认知维度均只含一项测试，不能进行验证性因子分析。将其他条目根据MCCB的理想模型进验证，除信息处理速度维度中的连线测验、语义流畅性测验和符号编码测验三个项目外，其余测验项目的标准载荷系数均大于0.6。信息处理速度、言语学习和记忆、视觉学习和记忆以及注意/警觉性维度的平均方差萃取（AVE）值分别为0.344、0.596、0.730、0.716，组合信度（CR）分别为0.085、0.811、0.887、0.882。见表6、图1。

图1 验证性因子分析模型结构图Figure 1 Structure diagram of confirmatory factor analysis model

表6 验证性因子分析各因子载荷系数Table 6 Load coefficient of each factor in confirmatory factor analysis

3 讨 论

本研究中，MCCB在青少年双相障碍患者中的应用具有较高的内部一致性，总量表和各维度Cronbach’sα系数均大于0.6，表明MCCB用于青少年双相障碍患者认知功能评定的稳定性较好［18］，与Kern等［19］对精神分裂症患者的研究结果一致。但在信息处理速度维度中，基线期和2周后重测的Cronbach’sα系数均低于《MCCB中国常模手册》在精神分裂症患者中应用的结果［12］。可能是因为MCCB最初是用于评定精神分裂症患者的认知功能，而双相障碍患者的认知功能受损程度可能相对较轻，故而MCCB对精神分裂症患者和双相障碍患者认知功能的评估可能存在差异［8，20-21］。Nuechterlein 等［8］认为，Cronbach’sα系数大于0.7是可以接受的系数值。本研究中，除信息处理速度外，青少年双相障碍患者MCCB各维度Cronbach’sα系数均大于0.7，提示MCCB对青少年双相障碍患者的评定结果较可靠。此外，在基线期和2周后重测中，青少年MCCB各维度评分均呈正相关，表明MCCB在青少年双相障碍患者中具有较好的重测信度。

本研究以MoCA作为效标，MoCA的短期记忆维度评分与MCCB的信息处理速度以及言语学习和记忆维度评分均呈正相关。但与既往研究［16］相比，本研究的效标效度并不理想，可能是因为MoCA对青少年情感障碍患者认知功能评估的敏感性和特异性较弱［22］。Sánchez-Carro等［23］研究表明，重度抑郁障碍患者认知功能受损程度与发病年龄和病程相关。与成年心境障碍患者相比，青少年心境障碍患者的认知功能受损程度可能较轻［24-25］。MoCA对青少年双相障碍患者认知功能受损筛查的敏感性较低可能导致其效标效度欠佳。另一方面，本研究仅纳入了32例青少年双相障碍患者进行效标效度分析，与既往研究的样本量存在差距［21］，这也在一定程度上削弱了结果的说服力。

本研究中，MCCB大部分维度具有较好的区分效度。青少年双相障碍患者MCCB除社会认知维度外的其余各维度评分均低于健康对照组，青少年双相障碍患者的信息处理速度、视觉学习和记忆以及社会认知维度评分也均低于青少年重度抑郁发作患者，与既往研究结果一致［2，20］。但与目标人群为成年双相障碍患者的研究结果［26］相比，青少年双相障碍患者部分认知维度（工作记忆、注意/警觉性、言语学习和记忆）受损程度相对较轻。故推测可能是因为病程较短的青少年患者尚未表现出更明显的认知功能受损，既往研究［27］也支持此结论。

本研究探索性因子分析得到了MCCB四个主要的因子。大部分项目（除连线测验、语义流畅性测验和符号编码测验）的标准载荷系数均在0.6以上，表明MCCB的内部结构是可以接受的。与既往研究类似［15］，本研究也未能复制MCCB的七因子理论模型［12］。推测一方面是MCCB对不同认知功能受损程度患者的评定可能导致其内部结构的偏差［21］；另一方面，较小的样本量也可能是不能复制理论模型的原因之一。

验证性因子分析结果显示，在信息处理速度维度中，符号编码测验和连线测验的标准载荷系数均较小。参考既往研究［28］，载荷因子绝对值小于0.6，提示因子与分析项之间的相关性较弱。同时，对可验证的四个因子进行了AVE和CR的分析，以评估验证性因子分析中的聚合效度，通常情况下，AVE大于0.5且CR值大于0.7，说明聚合效度较高。而本研究中信息处理速度维度的AVE及CR均低于标准值，这也进一步说明在青少年双相障碍患者中，MCCB原始七维度的结构效度不佳。

综上所述，MCCB在青少年双相障碍患者中的内部一致性和重测信度较好，并具有较好的区分能力和可接受的内部结构。本研究局限性在于：首先，MoCA适用于轻中度认知功能损害的筛查评估，较低的特异性可能影响MCCB效标效度分析结果；其次，精神科药物如心境稳定剂、抗精神病药物等的使用可能影响患者认知功能，在今后的研究中，应控制这一混杂因素；此外，样本量不充足也影响了结构效度的分析结果。未来，需要更大样本量的研究以进一步探索MCCB的心理测量学特征。