雙相障礙患者情感氣質(zhì)與躁狂癥狀的關(guān)系研究*

林 嘯 黃 佳 粟幼嵩 曹 嵐 胡鶯燕 楊 濤 王 興 周儒白 趙國慶2 王 勇 彭代輝 吳志國 汪作為3 苑成梅 陳 俊 方貽儒

雙相障礙以情感和精力的波動為主要特點，病程復雜[1]?；颊叱＞哂挟愑诔Ｈ说那楦袣赓|(zhì)特征[2]。情感氣質(zhì)是可以被當作精神疾病危險因素的人格特點[3]，甚至具有預測精神疾病的功能[4]。Akiskal HS等[5]認為情感氣質(zhì)失調(diào)是引起心境障礙的原因之一，具有特定情感氣質(zhì)特征會增加罹患心境障礙的風險。以此為理論基礎設計的情感氣質(zhì)自評量表(Temperament Evaluation of Memphi，Pisa，Paris，and San Diego-Auto questionnaire ,TEMPS-A)由5個因子組成，分別是循環(huán)型(cyclothymic, cyclo)、抑郁型(depressive, dep)、易激惹型(irritable, irri)、情感旺盛型(hyperthymic, hyper)和焦慮型(anxious, anxie)，可應用于正常人和精神疾病患者，測量其情感氣質(zhì)。32項輕躁狂癥狀清單(Hypomania Checklist-32 items, HCL-32)自翻譯成中文后，相關(guān)研究表明該量表在篩查雙相障礙中具有良好的信效度[6]。大多數(shù)的研究將其分界值定為14[7, 8](用來區(qū)別單雙相抑郁)。通過橫斷面調(diào)查，本研究將比較不同情感氣質(zhì)特征的雙相障礙患者HCL-32量表及其分量表得分是否有差異。探究不同情感氣質(zhì)特征與雙相障礙患者臨床特征之間的聯(lián)系，以探討情感氣質(zhì)特征與雙相障礙之間的關(guān)聯(lián)性。

1 對象與方法

1.1 對象 選取2009年3月～2017年3月上海市精神衛(wèi)生中心門診和住院患者230例。研究獲得倫理委員會批準，入組被試均詳細告知研究的相關(guān)事宜并簽署知情同意書。所有患者均符合納入和排除標準。納入標準：(1)符合美國精神障礙診斷與統(tǒng)計手冊第4版(DSM-IV)雙相障礙診斷標準(雙相Ⅰ型或Ⅱ型)；(2)年齡16～66歲；(3)中國漢族人。排除標準：(1)有嚴重的軀體疾病；(2)屬于雙相快速循環(huán)或混合發(fā)作類型；(3)具有其他精神疾病引起的情感癥狀；(4)患有其他軸Ⅰ精神疾?。?5)有自殺傾向；(6)近4周接受過電休克治療。

1.2 方法

1.2.1 評定工具 (1)TEMPS-A：本研究使用中文簡版，為自評量表，共39個條目，由5種情感氣質(zhì)維度組成：循環(huán)型(cyclo，條目1～12)，抑郁型(dep，條目13～20)，易激惹型(irri，條目21～28)，情感旺盛型(hyper，條目29～36)以及焦慮型(anxie，條目37～39)。每個條目“是”計作1分，“否”為0分，總分越高則情感氣質(zhì)特征越明顯；每個因子所在的分量表分數(shù)越高則表示該情感氣質(zhì)特征越顯著。該量表較穩(wěn)定，不受當前的狀態(tài)影響[9]，中文版的信效度也經(jīng)過驗證[6]。(2)HCL-32中文版：自評量表，共32個條目。要求被試回憶起既往情緒較高漲的一段時間內(nèi)是否有特殊的情緒、行為或想法[10]。每個條目“是”計作1分，“否”為0分。總分越高則輕躁狂癥狀越明顯。

1.2.2 分組方法 由于患者TEMPS-A各分量表得分均不符合正態(tài)分布，為便于和其他研究比較，以得分在均值之上一個標準差作為存在該情感氣質(zhì)特征的標準[11]。按此標準將患者分為不具有情感氣質(zhì)特征組(即5個因子得分均在均值+1個標準差之下)和至少具有一種情感氣質(zhì)特征組(即至少有一個因子得分在均值+1個標準差之上)。

1.2.3 統(tǒng)計學方法 采用統(tǒng)計軟件包(SPSS 24.0，芝加哥，IL，USA)進行統(tǒng)計分析。使用卡方檢驗或秩和檢驗比較兩組的人口學特征。使用因子分析和方差最大化旋轉(zhuǎn)[12]，以0.35為分界系數(shù)，特征值大于1.5，從HCL-32量表中析出3個和臨床相關(guān)的因子[13]，分別是活躍/興奮15條(條目1～4、10～12、15、18～20、22～24和28)，愛冒險6條(條目5、8、13～14、16～17)和易激惹3條(25～27)，共占了39.99%的方差。后兩個因子與Angst J團隊[7]提到的HCL-32“暗面”，即愛冒險和易激惹描述相同，為便于和先前的研究比較，將這兩個因子整合，組成愛冒險/易激惹分量表。采用中位數(shù)及四分位間距觀測具有不同情感氣質(zhì)特征的患者HCL-32及其分量表的得分差異。使用相關(guān)分析探究TEMPS-A量表及5個因子得分與HCL-32總量表、分量表得分的關(guān)系。使用二分類Logistic回歸模型檢驗情感氣質(zhì)與HCL-32得分間的效應關(guān)系。所有統(tǒng)計都使用雙側(cè)檢驗，檢驗水準為α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 兩組一般人口學資料比較 230例雙相障礙患者中，有情感氣質(zhì)特征組126例，無情感氣質(zhì)特征組104例。兩組年齡、性別、受教育程度比較差異均無統(tǒng)計學意義(P>0.05)。有情感氣質(zhì)特征組患者的結(jié)婚率相對更高(P<0.05)，雙相Ⅱ型患者所占比例更高(P<0.05)。見表1。本研究中雙相Ⅰ型患者129例，Ⅱ型101例。兩組患者性別和婚姻情況比較差異均無統(tǒng)計學意義(P>0.05)。Ⅱ型比Ⅰ型年齡小，受教育程度更高(P<0.05)。

表1 兩組人口統(tǒng)計學信息比較

注：數(shù)據(jù)為例數(shù)或P50(P25～P75)

2.2 TEMPS-A與HCL-32 具有至少一種情感氣質(zhì)特征的患者HCL-32的總分(U=8 150.000,P=0.001)和陽性率(χ2=11.667，P=0.001)都較無情感氣質(zhì)特征的患者升高，具體各條目差異見表2。兩者在HCL-32活躍/興奮分量表中得分有差異，但差異無統(tǒng)計學意義(U=7 414.000,P=0.084)，但在愛冒險/易激惹分量表中，有情感氣質(zhì)特征組的分數(shù)增高(U=7 951.500,P=0.005)。

五組不同情感氣質(zhì)特征的患者間HCL-32的總分(H=9.333,P=0.053)差異無統(tǒng)計學意義。具有hyper氣質(zhì)特征的患者HCL-32陽性條目總數(shù)最多(P50=22)，cyclo次之(P50=21)，無情感氣質(zhì)特征的患者最少(P50=16)，情感氣質(zhì)特征中dep最少(P50=19)。在活躍/興奮條目中，cyclo氣質(zhì)特征的患者擁有較多的陽性條目數(shù)(P50=14)，hyper次之(P50=13)，irri最少(P50=10)。在愛冒險/易激惹分量表中，各情感氣質(zhì)特征患者陽性條目數(shù)較接近，irri型和hyper型均為最高分(P50=6)，無情感氣質(zhì)特征患者最低(P50=4)，情感氣質(zhì)特征中依然是dep最低(P50=4.5)。見表3。各情感氣質(zhì)特征患者HCL-32陽性率差異有統(tǒng)計學意義(χ2=9.526，P=0.049)，其中hyper型患者HCL-32的陽性率最高(94.1%)，cyclo型次之(84.0%)，anxie型最低(70.5%)。

表2 有無情感氣質(zhì)特征患者HCL-32各條目陽性率比較[n(%)]

相關(guān)分析結(jié)果顯示，dep氣質(zhì)特征與HCL-32總量表及分量表均無相關(guān)性(P>0.05)，anxie與愛冒險/易激惹分量表呈正相關(guān)(P<0.05)。其余的氣質(zhì)特征與HCL-32總量表及其分量表呈正相關(guān)(P<0.01)。見表4。Logistics回歸結(jié)果顯示，可以用hyper(B=0.339)和cyclo(B=0.151)得分預測HCL-32總量表得分。

表3 具有不同情感氣質(zhì)特征雙相患者的HCL-32總量表及分量表得分

注：cyclo:循環(huán)型,dep:抑郁型,irri:易激惹型,hyper:情感旺盛型, anxie:焦慮型;量表得分為P50(P25～P75)

表4 TEMPS-A及其分量表與HCL-32及其分量表的相關(guān)性(r)

注：cyclo: 循環(huán)型,dep:抑郁型,irri:易激惹型,hyper:情感旺盛型, anxie:焦慮型

2.3 雙相亞型與量表得分的關(guān)系 將雙相Ⅰ、Ⅱ型患者的TEMPS-A總分及因子分進行比較時，發(fā)現(xiàn)雙相Ⅱ型TEMPS-A總分、cyclo、dep氣質(zhì)特征均高于Ⅰ型(P<0.05)，但以年齡和受教育程度為協(xié)變量進一步分析時，未發(fā)現(xiàn)差異。并且兩者不論是在HCL-32總分還是分量表得分中比較差異均無統(tǒng)計學意義(P>0.05)。

3 討論

本研究顯示，有情感氣質(zhì)特征的雙相患者更易在HCL-32量表中呈現(xiàn)高分，特別是具有hyper和cyclo情感氣質(zhì)特征時。這兩類患者HCL-32的陽性率也較高，容易在雙相障礙的篩選中被識別。并且可以用這兩個情感氣質(zhì)特征得分預測HCL-32總量表得分。這些發(fā)現(xiàn)與先前的相關(guān)研究相一致[14, 15]。Hatano K等[16]針對60例健康被試的研究發(fā)現(xiàn)，高hyper和cyclo情感氣質(zhì)特征人群參與情感和認知調(diào)控的額中回灰質(zhì)體積異常，提示未患病的hyper和cyclo情感氣質(zhì)特征人群可能會發(fā)展成雙相障礙。一個包含15個醫(yī)療中心共537例雙相抑郁發(fā)作期患者的流行病學研究EPIDEP提示，cyclo情感氣質(zhì)特征是雙相障礙的重要標志，且有88%的特異性[17]。而且Kochman FJ等[18]的研究發(fā)現(xiàn)，擁有cyclo情感氣質(zhì)特征的抑郁障礙患者，最終會被改診為雙相。在青少年期，盡管躁狂或輕躁狂癥狀難以鑒別，但cyclo情感氣質(zhì)特征相對容易發(fā)現(xiàn)，可有助于早期預防[18]。

DeGeorge DP等[15]、Takeshima M等[19]和Zeschel E等[20]的研究提及irri情感氣質(zhì)特征的重要性，本研究僅發(fā)現(xiàn)在愛冒險/易激惹的分量表中該氣質(zhì)特征患者具有較高得分。但是HCL-32量表并不用于篩選情感因子[21]。因此可能的解釋是：本身具有irri情感氣質(zhì)特征的患者更易在躁狂發(fā)作時呈現(xiàn)易激惹的狀態(tài)。本研究中irri情感氣質(zhì)特征的雙相患者躁狂癥狀并不顯著。除了樣本量有限，也因為cyclo氣質(zhì)特征與irri具有一定交叉性[15]，容易將irri氣質(zhì)特征掩蓋。并且以上的研究均來自海外，本研究的被試都是中國漢族人口?？紤]到受傳統(tǒng)文化影響而隱忍的性格特征[22]，國人不易將憤怒情緒外露或許可以解釋本研究不能用irri氣質(zhì)特征預測躁狂癥狀。當然，該假設需要進一步的以中國漢族人口作為被試的研究證實。

與此相對的是，本研究發(fā)現(xiàn)具有anxie和dep氣質(zhì)特征的患者HCL-32得分相對較低。Pompili M等[23]的研究表明，anxie和dep型情感氣質(zhì)特征在抑郁障礙和雙相Ⅱ型人群中較多，本研究中患者以Ⅰ型為主，這或許是導致這兩個氣質(zhì)特征分數(shù)較低的原因。Toda H等[24]關(guān)于情感氣質(zhì)特征對具有兒童期受虐經(jīng)歷的雙相患者的研究也未發(fā)現(xiàn)dep情感氣質(zhì)特征的預測功能，但該研究發(fā)現(xiàn)anxie也具有重要的預測效能。這可能是因為Toda H等[24]使用的是完整版的TEMPS-A量表，anxie因子的條目數(shù)相對更多，在總量表的占比也較高，容易得出陽性結(jié)論。

值得注意的是，當具體分析HCL-32的條目時，本研究發(fā)現(xiàn)有無情感氣質(zhì)特征患者第30條(我會抽比較多的煙)組間差異最為顯著(P<0.001)。提示具有情感氣質(zhì)特征的患者更易在情感高亢時吸煙。吸煙與許多精神疾病相關(guān)，在雙相障礙人群中比例較高[25]。由于文化差異，與Lee K等[10]、Mosolov SN等[26]的研究相比，本研究組間飲用咖啡、酗酒及使用藥物的差異并不顯著。

本研究包含36例躁狂發(fā)作期的患者，將這一部分人作為亞組單獨分析時，發(fā)現(xiàn)有無情感氣質(zhì)特征的患者HCL-32總分(P=0.606)和分量表得分(P=0.839,P=0.443)均沒有差異。提示雖然部分患者可以通過情感氣質(zhì)特征預測躁狂癥狀，還是有部分需要尋找其他有效鑒別手段。

在TEMPS-A總分、cyclo和dep情感氣質(zhì)特征中，雙相Ⅱ型的得分更高，盡管差異無統(tǒng)計學意義。這有可能是因為使用了Scheirer-Ray-Hare檢驗，雖然該檢驗方法可以用在非正態(tài)分布的數(shù)據(jù)，但較為保守且檢驗效能不夠高[27]。Pompili M等[23]的研究表明，雙相Ⅱ型比Ⅰ型anxie和dep的分數(shù)更高。而Takeshima M等[19]的研究同樣未發(fā)現(xiàn)Ⅰ, Ⅱ型的差異性。抑郁得分相對更高可能是文化背景使然，當雙相Ⅱ型患者有輕躁狂癥狀時，傾向于用抑郁的狀態(tài)掩蓋，使其狀態(tài)不突出[28]。雙相Ⅱ型在HCL-32中分數(shù)比Ⅰ型高[28]。這與先前的研究相一致，相對雙相Ⅰ型患者，HCL-32量表更容易篩選出Ⅱ型患者[29]，與該量表的初始目的相符[7]。在Goodday SM等[30]的研究中，健康對照的得分甚至比患者更高。這可能的解釋是，不同分型的雙相患者對躁狂的認知因為他們的疾病不同而有所差異，即閾值可能不同。

本研究結(jié)果提示，情感氣質(zhì)特征與雙相障礙躁狂癥狀具有一定關(guān)聯(lián)，前者，主要是hyper和cyclo類型的情感氣質(zhì)特征，對后者有一定影響[31]?；蛟S可以通過對雙相患者情感氣質(zhì)特征的判斷了解患者之前躁狂發(fā)作狀況，有助于雙相的早期識別和診治。

本研究存在以下不足。首先，研究所使用的量表均為自評量表，因此主觀性偏倚無法避免。其次，雙相障礙患者不同狀態(tài)下進行的情感氣質(zhì)自評結(jié)果可能會有所不同，本研究中多數(shù)患者處于抑郁發(fā)作狀態(tài)，情感偏倚可能影響對自己先前躁狂發(fā)作狀態(tài)的回憶[4]，后期研究中可添加他評量表來進一步了解患者的狀況。最后，本研究中有些患者并不是首發(fā)，之前的治療方式等也可能對量表的結(jié)果產(chǎn)生影響，在更深入研究時可選擇首發(fā)患者或者同一個發(fā)作/緩解期的患者[21]。

本研究結(jié)論需要更大樣本的試驗進一步證實。為深入探究TEMPS-A量表和HCL-32量表之間的關(guān)系，將在抑郁人群，雙相及抑郁患者的直系親屬以及健康人群中開展研究，以期在高危人群中篩查患者，早期干預。