抑郁癥患者臨床癥狀伴隨的自知力與自知力變化之間的關(guān)系

何紅波*，常青，馬亞榮

1.引言

在過去幾十年的研究中發(fā)現(xiàn)在多種精神障礙患者中自知力的缺乏可能對(duì)治療依從性與臨床治療結(jié)果產(chǎn)生負(fù)面影響[1-4]。大量研究發(fā)現(xiàn)精神分裂癥患者的自知力水平或在急性期治療后其自知力的改善可作為其預(yù)后的最重要預(yù)測(cè)因素之一。長期以來對(duì)自身疾病缺乏自知力一直被視作精神分裂癥的核心特征之一。研究主要關(guān)注自知力與臨床癥狀之間的關(guān)系。研究證實(shí)自知力與陽性癥狀[5,6]和/或陰性癥狀[6-9]的嚴(yán)重性之間存在負(fù)相關(guān)。一些研究中更具體的指出了自知力與紊亂癥狀之間的負(fù)相關(guān)[8,10,11]. 部分研究還發(fā)現(xiàn)在精神分裂癥患者中自知力水平與抑郁癥狀之間存在正相關(guān)[12,13]。

雖然這方面的研究較少，但是在雙相障礙(BP)和重性抑郁障礙(MDD)患者中也發(fā)現(xiàn)存在自知力受損的情況。一個(gè)對(duì)雙相障礙1型(BP-1)患者為期兩年的追蹤研究發(fā)現(xiàn)在恢復(fù)階段患者的自知力完整但在疾病的急性發(fā)作階段患者的自知力受損[14]，同時(shí)情緒紊亂的反復(fù)發(fā)作可能會(huì)導(dǎo)致自知力的衰退[15]。研究還發(fā)現(xiàn)出院的抑郁障礙患者中的大多數(shù)也存在自知力受損的情況[16]。與精神分裂癥患者的情況相似，缺乏對(duì)自知力的改善與情緒障礙較差的治療結(jié)果相關(guān)，因此廣泛的探究自知力與臨床癥狀之間的重要聯(lián)系以確定與自知力恢復(fù)相關(guān)的關(guān)鍵癥狀將會(huì)是非常有意義的工作。

本研究在中國南方一家大型精神專科醫(yī)院中入組抑郁患者。研究目的為在一組嚴(yán)重抑郁的患者中探究自知力與臨床抑郁癥狀、病史之間的關(guān)系，自知力的變化與臨床抑郁癥狀變化之間的關(guān)系，以了解與更好的自知力相關(guān)的具體癥狀。

2. 方法

2.1 被試與數(shù)據(jù)收集

在廣州精神醫(yī)院(中國南方最大的精神?？漆t(yī)院)共入組140名被試。入組標(biāo)準(zhǔn)為：被試入院時(shí)依據(jù)國際疾病分類診斷標(biāo)準(zhǔn)(ICD-10)診斷為重性抑郁(MDD)(n=55)或雙向抑郁障礙(BPDD)(n=85)。研究樣本從2012年7月到2013年6月期間收治的住院病人中隨機(jī)招募。排除標(biāo)準(zhǔn)：精神發(fā)育遲滯，器質(zhì)性大腦疾病或者是物質(zhì)濫用作為第一診斷的患者都被排除。由兩名經(jīng)驗(yàn)豐富的精神科醫(yī)師根據(jù)ICD-10診斷標(biāo)準(zhǔn)通過臨床訪談和系統(tǒng)性回顧病歷資料的方式做出診斷。由于招募的被試為住院病人因此沒有被試脫落的情況發(fā)生。

所有參與本研究的被試都簽署了書面的知情同意書。在簽署了書面的知情同意書后，患者在入院后一周內(nèi)和出院時(shí)接受評(píng)估。在研究進(jìn)行之前，在20位患有癥狀性精神分裂癥的患者中對(duì)本研究中使用的所有臨床評(píng)估工具的評(píng)分者間信度進(jìn)行了測(cè)評(píng)。本研究中使用的所有量表的評(píng)分者間信度評(píng)估的結(jié)果均位于好到極好范圍內(nèi)，類別間相關(guān)系數(shù)為0.90到0.96。共有6名評(píng)分者參加了使用量表進(jìn)行評(píng)估的培訓(xùn)，他們均為精神科醫(yī)師。本研究方案經(jīng)廣州惠愛醫(yī)院倫理委員會(huì)批準(zhǔn)通過。

包括年齡、性別、教育程度和病程在內(nèi)的社會(huì)人口學(xué)資料是通過病歷獲取。既往情緒障礙的診斷或因抑郁障礙或精神障礙住院治療的情況由診斷性訪談和病歷回顧的方式獲取。所有的病歷資料均由臨床醫(yī)師收集。

2.2 評(píng)估

使用漢密爾頓抑郁評(píng)估量表(HAMD-17)[18]和癥狀自評(píng)量表(SCL-90)[19]的抑郁、焦慮與精神病性分量表評(píng)估臨床癥狀。HAMD-17總得分為0-52分，分?jǐn)?shù)越高表明抑郁越嚴(yán)重。一些研究者研究了漢密爾頓抑郁評(píng)估表的心理測(cè)量學(xué)特征，此量表為多因子結(jié)構(gòu)，但在不同樣本之間的重復(fù)性較差[20]。中文版的HAMD-17經(jīng)證實(shí)具有良好的信效度，包括如下5個(gè)因子[21]：1) 焦慮(精神性焦慮、軀體性焦慮、胃腸道軀體性癥狀、全身癥狀、疑病、體重減輕)，2) 激越（激越、自知力），3)自殺風(fēng)險(xiǎn)（抑郁心境、自殺、性癥狀），4)精神運(yùn)動(dòng)性遲滯（有罪感、工作和興趣缺失、運(yùn)動(dòng)遲緩）和 5)失眠（入睡困難、睡眠不深、早醒）。在本研究的分析中剔除了激越因子中的自知力條目以避免與自知力測(cè)量結(jié)果（ITAQ得分）[2]產(chǎn)生假性相關(guān)。

圖1. 流程圖

使用自知力與治療態(tài)度問卷(ITAQ)[2]評(píng)估自知力。ITAQ量表包括11個(gè)條目(每個(gè)條目得分為0-2分)，評(píng)估患者自己對(duì)其是否患有精神疾病和對(duì)治療的需要性的看法。所有條目的得分最后相加，總得分為0-22分，分?jǐn)?shù)越高表明自知力越好。

表1.被試自知力與臨床和社會(huì)人口學(xué)特征(n=140), HAMD-17量表激越因子中不包括有關(guān)自知力條目

使用ITAQ, HAMD-17與SCL-90的三個(gè)分量表在患者入院一周內(nèi)和出院時(shí)對(duì)患者進(jìn)行評(píng)估。

2.3 統(tǒng)計(jì)分析

數(shù)據(jù)分析分為2個(gè)階段，包括了相關(guān)分析和多元回歸分析。首先，分別計(jì)算出ITAQ基線得分與社會(huì)人口學(xué)特征、治療史、HAMD-17和SCL-90分量表基線得分之間的雙變量相關(guān)系數(shù)。在使用多元回歸調(diào)整后，ITAQ問卷、HAMD-17和SCL-90量表的變化分?jǐn)?shù)殘差代表了根據(jù)基線得分調(diào)整后的從基線到出院時(shí)評(píng)估分?jǐn)?shù)的變化。采用雙變量相關(guān)分析來探究ITAQ問卷分?jǐn)?shù)變化殘差與基線變量、HAMD-17和SCL-90量表殘差之間的關(guān)系。采用斯皮爾曼相關(guān)分析對(duì)非正太分布變量進(jìn)行分析，使用皮爾森相關(guān)分析對(duì)符合正太分布的變量進(jìn)行分析(見表2和表3)。

然后，采用多元回歸分析對(duì)ITAQ問卷基線得分/殘差與上一步相關(guān)分析中統(tǒng)計(jì)上顯著的變量之間的關(guān)系進(jìn)行分析。對(duì)ITAQ問卷基線得分的分析中，因變量包括HAMD-17量表焦慮因子得分和SCL-90量表抑郁分量表得分 (見表4)。對(duì)ITAQ問卷得分變化殘差的分析中(見表5)，因變量包括HAMD-17自殺因子和遲滯因子得分變化殘差。統(tǒng)計(jì)分析使用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS17.0完成。

3. 結(jié)果

樣本平均年齡(標(biāo)準(zhǔn)差)為32.53 (11.9)歲，年齡范圍為15-62歲(見表1)。樣本中男女比例基本持平，男性(N=66, 47.1%),女性(N=74, 52.9%)。大多數(shù)被試被診斷為雙相抑郁(N=85, 60.7%), 39.3%的被試被診斷為單相抑郁(N=55)。大多數(shù)被試(N=87, 62.1%)表現(xiàn)出一些精神病性特征。平均既往抑郁發(fā)作次數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)差)為1.67 (1.3)次，范圍為0-6次，約44.6%的被試(N=62)有既往抑郁住院治療史?？傮w而言，入院時(shí)的HAMD-17量表基線得分的平均分反映出了中度嚴(yán)重的抑郁癥狀 (23.17 (16.4)，范圍為7-49)。ITAQ 問卷平均得分(標(biāo)準(zhǔn)差)為8.58 (6.3)，范圍為0-22分。

表2. ITAQ問卷基線自知力得分與相關(guān)變量的雙變量相關(guān)系數(shù)

表3. ITAQ問卷得分變化殘差與相關(guān)的變量的雙變量相關(guān)系數(shù)

雙變量相關(guān)分析(表2)結(jié)果表明能體現(xiàn)既往或現(xiàn)階段病情嚴(yán)重性的變量與入院時(shí)ITAQ問卷總得分正相關(guān)，其中包括：有既往抑郁住院史(r=0.33, p＜0.001),既往抑郁發(fā)作次數(shù)(r=0.24, p=0.004), 既往精神病院住院史(r=0.205, p=0.016), 現(xiàn)階段HAMD-17量表焦慮因子得分(r=0.28, p=0.001)與入院時(shí)SCL-90抑郁分量表得分(r=0.26, p=0.004)。多元逐步回歸模型顯示既往抑郁住院治療史(B=4.334, p＜0.001)和HAMD-17量表焦慮因子得分(B=0.334, p＜0.01)是自知力最顯著的獨(dú)立預(yù)測(cè)因子，能夠解釋方差的22.9% (表4)。

對(duì)平均住院51天后ITAQ問卷得分變化殘差與其它量表得分變化殘差的雙變量相關(guān)分析（見表3）表明其與HAMD-17量表總得分變化殘差 (r=-0.36,p＜0.001)、自殺因子得分變化殘差 (r=-0.24, p=0.005)和精神運(yùn)動(dòng)遲滯因子得分變化殘差(r=-0.32, p＜0.001)具有顯著負(fù)相關(guān)。逐步多元回歸分析結(jié)果顯示精神運(yùn)動(dòng)遲滯因子得分變化殘差 (B=-0,98, p＜0.001)是自知力變化唯一顯著的獨(dú)立預(yù)測(cè)因子，能夠解釋總方差的9.1%(表 5)。

4. 討論

4.1 主要發(fā)現(xiàn)

本研究在一組被診斷為重性抑郁(MDD)或雙相抑郁(BPDD)的患者中探究了入院時(shí)自知力和從入院到出院期間自知力變化的相關(guān)因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)越嚴(yán)重的焦慮癥狀和既往抑郁住院治療史與入院時(shí)更好的自知力水平相關(guān)，在治療期間精神運(yùn)動(dòng)遲滯癥狀的改善與出院時(shí)自知力的改善相關(guān)。

表4. 與基線ITAQ問卷測(cè)量的自知力相關(guān)的變量的多元逐步回歸系數(shù)

表5. 與ITAQ問卷得分變化殘差相關(guān)的變量的多元逐步回歸系數(shù)

本研究的樣本在入院后的一周嚴(yán)重抑郁，HAMD-17量表平均得分為23.17，近似于重性抑郁發(fā)作期的得分[18]。本研究的樣本中入院時(shí)基線自知力水平與焦慮癥狀有最強(qiáng)的正相關(guān)。

此發(fā)現(xiàn)與既往在情感障礙與精神分裂癥患者中的發(fā)現(xiàn)類似[22-24]，自知力差的抑郁患者更多的使用自我欺騙并且更少的報(bào)告抑郁與焦慮癥狀[24]。精神分裂癥研究的元分析[6]也表明在精神分裂癥患者中自知力與情緒癥狀之間存在正相關(guān)，其中一個(gè)研究顯示在精神分裂癥患者中焦慮癥狀與自知力相關(guān)，雖然只是中度的相關(guān)[25,26]。因此似乎是因焦慮癥狀而體會(huì)到更多痛苦的患者比起那些有自殺風(fēng)險(xiǎn)或者精神運(yùn)動(dòng)遲滯的患者更愿接受治療，這可能是由于患者對(duì)疾病的自知力與認(rèn)知。

此研究還發(fā)現(xiàn)既往抑郁住院治療史也是對(duì)自身抑郁疾病自知力的顯著獨(dú)立預(yù)測(cè)因子，毫無疑問因?yàn)橹貜?fù)經(jīng)歷嚴(yán)重的疾病加強(qiáng)了患者對(duì)精神問題嚴(yán)重性的認(rèn)知。ITAQ問卷基線得分與既往抑郁發(fā)作次數(shù)之間也存在正相關(guān)，或許也是因?yàn)樯鲜鐾瑯拥脑?從過去重復(fù)的經(jīng)驗(yàn)中學(xué)習(xí)。此發(fā)現(xiàn)也與之前研究中的發(fā)現(xiàn)一致，既往抑郁發(fā)作次數(shù)而非躁狂發(fā)作次數(shù)與自知力的改善相關(guān)[27]。同時(shí)此發(fā)現(xiàn)也支持了抑郁現(xiàn)實(shí)主義理論[28,29]，該理論推斷對(duì)比非抑郁人群，抑郁人群對(duì)現(xiàn)實(shí)有更加準(zhǔn)確的認(rèn)知。

本研究中的一些發(fā)現(xiàn)與之前的研究中的發(fā)現(xiàn)并不一致，既往研究中發(fā)現(xiàn)性別、年齡、診斷、婚姻狀態(tài)和自知力之間存在顯著相關(guān)[14,16,30-32]。此外，本研究中并未發(fā)現(xiàn)自知力或自知力的改變與精神病性特征之間有聯(lián)系也說明了像其它研究中發(fā)現(xiàn)的那樣，不同研究中有一些結(jié)果是不一致的。

一些研究探究了自知力的改變和精神疾病癥狀改變之間的關(guān)系，這些研究普遍發(fā)現(xiàn)自知力的改善與一些癥狀的減輕相關(guān)[2,6,13,23]。但是這些研究的研究對(duì)象多為精神分裂癥患者或者是雙相障礙患者[2,5]而非抑郁癥患者。Yen等在研究中發(fā)現(xiàn)很大一部分雙相障礙患者在在躁狂癥狀恢復(fù)后表現(xiàn)出了自知力的提升。然而在精神分裂癥患者中自知力的改善卻與情緒變差相關(guān)，雖然抑郁癥狀能被認(rèn)為是精神分裂癥精神病性癥狀改善的標(biāo)致之一[7]。

與既往研究類似，本研究的數(shù)據(jù)也表明自知力隨時(shí)間有微小但是顯著的提升(ITAQ問卷得分變化殘差的平均值為0.0 (4.28)，t=-12.579, p＜0.001)。本研究發(fā)現(xiàn)與基線狀況中自知力與疾病嚴(yán)重性正相關(guān)不同的是，臨床癥狀特別是精神運(yùn)動(dòng)遲滯癥狀的改變與自知力的改變之間具有負(fù)相關(guān)，例如癥狀減輕越多，自知力提升就越多。在本研究中使用的5因素模型中的精神運(yùn)動(dòng)遲滯癥狀包括了有罪感、工作能力差及其它活動(dòng)水平低、運(yùn)動(dòng)遲緩。這些癥狀的緩解也許能夠同時(shí)通過減少患者現(xiàn)階段體驗(yàn)到痛苦與提高其自知力而使患者受益，同時(shí)也可能會(huì)促進(jìn)患者對(duì)出院后繼續(xù)治療的依附性。之前一個(gè)對(duì)血管性抑郁患者的研究中也有類似的發(fā)現(xiàn)，那些精神運(yùn)動(dòng)遲滯與激越癥狀越嚴(yán)重的患者其自知力受損也越嚴(yán)重[34]。也許應(yīng)該更多地關(guān)注工作、活動(dòng)、有罪感與遲滯癥狀，不僅僅依靠抗抑郁藥物治療，而是結(jié)合認(rèn)知行為療法(CBT),職業(yè)康復(fù)治療與社會(huì)技能訓(xùn)練等方式來共同促進(jìn)自知力的恢復(fù)與發(fā)展。

4.2 研究局限

本研究中也存在著一些局限性。橫斷面研究設(shè)計(jì)使得本研究不可能對(duì)變量之間作出因果關(guān)系的結(jié)論。本研究中使用的核心評(píng)估，ITAQ問卷[2], 最常在精神藥物研究中被用來評(píng)估精神分裂癥患者對(duì)治療的依從性。本研究中使用本此量表來評(píng)估急性情感障礙患者的自知力，這并未在既往的研究中被驗(yàn)證過[38]。缺乏更長期的追蹤隨訪也是本研究的另一個(gè)局限。

僅在入院和出院時(shí)對(duì)自知力水平進(jìn)行了評(píng)估，然而一個(gè)更加完整的發(fā)現(xiàn)應(yīng)該是評(píng)估自知力的發(fā)展變化與其和長期結(jié)果之間的關(guān)系。

4.3 研究意義

我們發(fā)現(xiàn)重性抑郁發(fā)作的住院患者中焦慮癥狀越嚴(yán)重同時(shí)既往抑郁住院治療經(jīng)歷越多的患者自知力越好。然而從入院到出院期間患者精神運(yùn)動(dòng)遲滯癥狀減輕越多，其自知力提升越多。本研究結(jié)果表明對(duì)因重性抑郁而住院治療的患者在住院治療期間須盡早提供心理社會(huì)干預(yù)，干預(yù)可通過減輕精神運(yùn)動(dòng)遲滯癥狀而促進(jìn)自知力的提升，自知力的提升可以提高患者出院后對(duì)治療的依從性并改善長期臨床治療結(jié)果。

資金來源

本研究由中國國家重點(diǎn)臨床精神科項(xiàng)目資助廣州腦科醫(yī)院何紅波博士(編號(hào)：201201001)。

利益沖突

作者聲明本研究報(bào)告中不存在利益沖突。

倫理審批

本研究方案經(jīng)廣州惠愛醫(yī)院倫理委員會(huì)審批通過。

知情同意

本研究中的所有患者及其及監(jiān)護(hù)人簽署了書面的知情同意書表明其同意參與本研究。

作者貢獻(xiàn)

何洪波博士完成了研究設(shè)計(jì)并且撰寫了本研究的研究方案。常青博士完成了數(shù)據(jù)收集、數(shù)據(jù)分析與文章初稿的撰寫，三位作者合力完成了文章的最終修改。本報(bào)告的三位作者都參與完成并且一致同意了文章的終稿。

1. Lin IF, Spiga R, Fortsch W. Insight and adherence to medication in chronic schizophrenics. J Clin Psychiatry.1979; 40(10): 430-432

2. McEvoy JP, Apperson LJ, Appelbaum PS, Ortlip P, Brecosky J, Hammill K, et al. Insight in schizophrenia. Its relationship to acute psychopathology. J Nerv Ment Dis. 1989; 177(1):43-47

3. Schwartz RC, Cohen BN, Grubaugh A. Does insight affect long-term impatient treatment outcome in chronic schizophrenia? Compr Psychiatry. 1997; 38(5): 283-288

4. Ghaemi SN, Boiman E, Goodwin FK. Insight and outcome in bipolar, unipolar, and anxiety disorders. Compr Psychiatry.2000. 41(3): 167-171. doi: http://dx.doi.org/10.1016/S0010-440X(00)90043-9

5. Amador XF, Strauss DH, Yale SA, Flaum MM, Endicott J, Gorman JM. Assessment of insight in psychosis. Br J Psychiatry. 1992; 161(20): 599. doi: https://doi.org/10.1176/ajp.150.6.873

6. Mintz AR, Dobson KS, Romney DM. Insight in schizophrenia: a meta-analysis. Schizophr Res. 2003; 61(1):75-88

7. Carroll A, Fattah S, Clyde Z, Coffey I, Owens DG, Johnstone EC. Correlates of insight and insight change in schizophrenia.Schizophr Res. 1999; 35(3): 247-253

8. Smith TE, Hull JW, Israel LM, Willson DF. Insight,symptoms, and neurocognition in schizophrenia and schizoaffective disorder. Schizophr Bull. 2000; 26(1): 193-200

9. Mingrone C, Rocca P, Castagna F, Montemagni C, Sigaudo M, Scalese M, et al. Insight in stable schizophrenia: relations with psychopathology and cognition. Compr Psychiatry.2013; 54(5): 484-492. doi: https://doi.org/10.1016/j.comppsych.2012.12.014

10. Dickerson FB, Boronow JJ, Ringel N, Parente F. Lack of insight among outpatients with schizophrenia. Psychiatr Serv. 1997; 48(2): 195-199. doi: https://doi.org/10.1176/ps.48.2.195

11. Baier M, DeShay E, Owens K, Robinson M, Lasar K,Peterson K, et al. The relationship between insight and clinical factors for persons with schizophrenia. Arch Psychiatr Nurs. 2000; 14(6): 259-265. doi: https://doi.org/10.1053/apnu.2000.19088

12. Kim CH, Jayathilake K, Meltzer HY. Hopelessness,neurocognitive function, and insight in schizophrenia:relationship to suicidal behavior. Schizophr Res. 2003; 60(1):71-80

13. Buchy L, Torres IJ, Liddle PF, Woodward TS. Symptomatic determinants of insight in schizophrenia spectrum disorders.Compr Psychiatry. 2009; 50(6): 578-83. doi: https://doi.org/10.1016/j.comppsych.2009.01.007

14. Yen CF, Chen CS, Yeh ML, Ker JH, Yang SJ, Yen JY.Correlates of insight among patients with bipolar I disorder in remission. J Affect Disord. 2004; 78(1): 57-60

15. Yen CF, Chen CS, Ko CH, Yen JY, Huang CF. Changes in insight among patients with bipolar I disorder: a 2-year prospective study. Bipolar Disord. 2007; 9(3): 238-242. doi:https://doi.org/10.1111/j.1399-5618.2007.00407.x

16. Yen CF, Chen CC, Lee Y, Tang TC, Ko CH, Yen JY. Insight and correlates among outpatients with depressive disorders.Compr Psychiatry. 2005; 46(5): 384-389. doi: https://doi.org/10.1016/j.comppsych.2004.11.004

17. World Health Organization. The ICD-10 Classification of Mental and Behavioral Disorders: Clinical Diagnostic Guidelines. Genva: WHO; 1992

18. Hamilton M. A rating scale for depression. J Neurol Neurosurg Psychiatry. 1960; 23: 56-62

19. Bonicatto S, Dew MA, Soria JJ, Seghezzo ME. Validity and reliability of Symptom Checklist ‘90 (SCL90) in an Argentine population sample. Soc Psychiatry Psychiatr Epidemiol. 1997; 32(6): 332-338

20. Bagby RM, Ryder AG, Schuller DR, Marshall MB. The Hamilton Depression Rating Scale: Has the Gold Standard Become a Lead Weight? Am J Psychiatry. 2004; 161(12):2163-2177. doi: https://doi.org/10.1176/appi.ajp.161.12.2163

21. Zheng YP, Zhao JP, Phillips M, Liu JB, Cai MF, Sun SQ,et al. Validity and reliability of the Chinese Hamilton Depression Rating Scale. Br J Psychiatry. 1988; 152: 660-664

22. Ghaemi SN, Sachs GS, Baldassano CF, Truman CJ. Insight in seasonal affective disorder. Compr Psychiatry. 1997;38(6): 345-348

23. Yen CF, Chen CS, Yeh ML, Yang SJ, Ke JH, Yen JY.Changes of insight in manic episodes and influencing factors.Compr Psychiatry. 2003; 44(5): 404-408. doi: https://doi.org/10.1016/S0010-440X(03)00107-X

24. Sayer NA, Sackeim HA, Moeller JR, Prudic J, Devanand DP,Coleman E. The relations between observer-rating and selfreport of depressive symptomatology. Psychol Assess. 1993;5: 350 - 360. doi: https://doi.org/10.1037/1040-3590.5.3.350

25. Freudenreich O, Deckersbach T, Goff DC. Insight into current symptoms of schizophrenia. Association with frontal cortical function and affect. Acta Psychiatr Scand.2004; 110(1): 14-20. doi: https://doi.org/10.1111/j.1600-0447.2004.00319.x

26. Saravanan B, Jacob KS, Johnson S, Prince M, Bhugra D,David AS. Assessing insight in schizophrenia: East meets West. Br J Psychiatry. 2007; 190(3): 243-247. doi: https://doi.org/10.1192/bjp.bp.106.029363

27. Johnson SL, Fulford D. Development of the treatment attitudes questionnaire in bipolar disorder. J Clin Psychol.2008; 64(4): 466-481. doi: https://doi.org/10.1002/jclp.20465

28. Alloy LB, Abramson LY. Depressive realism: Four theoretical perspectives. In: Alloy LB (Ed.). Cognitive Processes in Depression. New York, NY: Guilford Press; 1988. pp: 223-265

29. Alloy LB, Abramson LY. Judgment of contingency in depressed and nondepressed students: sadder but wiser? J Exp Psychol Gen. 1979; 108(4): 441-485

30. Latalova K. [Bipolar Affective Disorder]. Prague: Grada Publishing; 2011. Czech

31. Ghaemi SN, Stoll AL, Pope HG Jr. Lack of insight in bipolar disorder. The acute manic episode. J Nerv Ment Dis. 1995;183(7): 464-467

32. Peralta V, Cuesta MJ. Lack of insight in mood disorders. J Affect Disord. 1998; 49(1): 55-58

33. Weiler MA, Fleisher MH, McArthur-Campbell D. Insight and symptom change in schizophrenia and other disorders.Schizophr Res. 2000; 45(1-2): 29-36. doi: https://doi.org/10.1016/S0920-9964(99)00215-7

34. Alexopoulos GS, Meyers BS, Young RC, Kakuma T,Silbersweig D, Charlson M. Clinically defined vascular depression. Am J Psychiatry. 1997; 154(4): 562-565. doi:https://doi.org/10.1176/ajp.154.4.562

35. Hollon SD, Stewart MO, Strunk D. Enduring Effects for Cognitive Behavior Therapy in the Treatment of Depression and Anxiety. Annu Rev Psychol. 2006; 57(1): 285-315. doi:https://doi.org/10.1146/annurev.psych.57.102904.190044

36. David J, Miklowitz PD. Adjunctive Psychotherapy for Bipolar Disorder: State of the Evidence. Am J Psychiatry.2008; 165(11): 1408-1419. doi: https://doi.org/10.1176/appi.ajp.2008.08040488

37. Thase ME. Social Skills Training for Depression and Comparative Efficacy Research: A 30-Year Retrospective.Behav Modif. 2012; 36(4): 545-557. doi: https://doi.org/10.1177/0145445512445610

38. Sanz M, Constable G, Lopez-Ibor I, Kemp R, David AS. A comparative study of insight scales and their relationship to psychopathological and clinical variables. Psychol Med.1998; 28(2): 437-446