周歷活動規(guī)劃中文版在社區(qū)中老年人執(zhí)行功能評測中的信度和效度

周兆雯，王翠，黃真

北京大學第一醫(yī)院康復醫(yī)學科，北京市100034

自2001 年起，我國進入老齡化社會，到2019 年，我國65 歲及以上人口已達1.76 億[1]。隨著年齡增長，認知功能常出現(xiàn)下降[2]。West[3]研究發(fā)現(xiàn)，老年人大腦結構的改變最早發(fā)生在前額葉皮層，基于該發(fā)現(xiàn)，West提出認知老化機制，即認知老化的額葉假說，也稱執(zhí)行衰退假說。該假說認為，相對于其他一般認知功能，執(zhí)行功能隨年齡增長衰退更快，并且是引起人們日常認知功能(記憶、推理、視空間能力)衰退的主要原因[3]。使用腦成像技術或行為學測試進行的執(zhí)行功能研究進一步支持此假說[2]。

執(zhí)行功能由一組相互關聯(lián)的能力組成，包括工作記憶、語言流暢性、計劃和任務協(xié)調、分配注意力和抑制性控制[4]等，能夠協(xié)調認知控制、指導目標導向行為[5]。然而，隨著年齡的增長，執(zhí)行功能會出現(xiàn)下降[5-6]。當出現(xiàn)執(zhí)行功能障礙時，中老年人在烹飪、服藥、財務管理等工具性日常生活活動(instrumental activity of daily living,IADL)中會出現(xiàn)障礙[7-8]，導致生活質量下降[9]。同時，執(zhí)行功能障礙還是癡呆的早期預測因子[10]。中老年人在IADL 中表現(xiàn)出輕度功能受限，但仍可保持獨立生活的這段時間是干預的關鍵時期[11]。因此，選擇一種能早期篩查并準確、有效評價中老年人執(zhí)行功能的評估工具尤為重要。

在執(zhí)行功能的評估中，臨床上常用神經心理學測試[12]和自評量表[13]，但這兩種評估工具在評估執(zhí)行功能時都有一定的局限性。神經心理學測試能夠提示執(zhí)行功能單一或幾個亞成分的情況，但不能很好地預測生活中的復雜任務表現(xiàn)和功能，生態(tài)效度較低[14]。Naomi 等[15]發(fā)現(xiàn)，神經心理學測試，如連線試驗(Trail Making Test,TMT)、威斯康星卡片分類測試(Wisconsin Card Sorting Test,WCST)、Stroop 測試等，僅能解釋日常生活中18%～20%執(zhí)行功能的變異。自評量表能夠反映日常生活中個體主觀感受到的執(zhí)行功能情況[16]，但容易受到反應偏差、心理因素和自我意識的影響[13,17]。而且，對行為的自我評價本身就需要良好的執(zhí)行功能，當執(zhí)行功能受損時，受試者更容易低估自己的功能障礙[18]。

基于表現(xiàn)的測試(performance-based test,PBT)是近年作業(yè)治療執(zhí)行功能評估領域的研究熱點?；诒憩F(xiàn)的測試通過直接觀察受試者完成具有高認知需求的IADL 的過程，對其作業(yè)表現(xiàn)(occupational performance)進行評分，進而評估執(zhí)行功能[19]。作業(yè)表現(xiàn)是個體在環(huán)境中參與目的性活動或任務的動態(tài)體驗，是人、環(huán)境和作業(yè)活動互相作用的結果[20]。在作業(yè)治療領域，日常生活活動分為基本日常生活活動(basic activity of daily living,BADL)和IADL。BADL 指與自我照顧相關的活動，如吃飯、洗漱；IADL 指與家庭和社區(qū)相關的日常生活活動，如購物、打電話，IADL對認知功能有更高的需求[21]。PBT 使用具有高認知需求的IADL 進行評估，將環(huán)境因素、個人情境結合起來，能夠反映受試者在實際生活中的執(zhí)行功能情況，避免神經心理學測試和自評量表帶來的偏倚[19]。

由美國默西大學Toglia 教授[22]創(chuàng)制的周歷活動規(guī)劃(Weekly Calendar Activity Planning,WCPA)是一種新研發(fā)的基于表現(xiàn)的執(zhí)行功能評估工具，主要用于評價認知能力中的執(zhí)行功能，可用于認知康復領域。在WCPA 中，評估者通過觀察和記錄受試者填寫周歷這項IADL 的作業(yè)表現(xiàn)，評估受試者的執(zhí)行功能[22]。同時，創(chuàng)制者還將填寫周歷這項IADL 增加了規(guī)則和約束，使之變得更具有認知挑戰(zhàn)性，能使個體更好地調動執(zhí)行功能完成該任務，有利于評估執(zhí)行功能[22]。WCPA 是標準化的執(zhí)行功能評估工具，有專門的評估手冊，詳細介紹評估材料、評估流程、評測指標的含義、評分標準等[22]。作為國際上公認的執(zhí)行功能評估工具，WCPA 已被應用于評估多發(fā)性硬化、遺傳性全身性癲癇、注意缺陷多動障礙等患者的執(zhí)行功能，進行了評估者間信度、重測信度、區(qū)分效度、效標效度研究[23-26]，并在美國建立了各年齡段正常人群的常模[22]。WCPA 適用于輕度執(zhí)行功能障礙的人群，可以評估受試者在完成多步驟任務時的執(zhí)行功能情況，如計劃、抑制、記憶、解決問題、策略使用、遵守規(guī)則、排除干擾的能力[22]。與其他執(zhí)行功能評估工具相比，WCPA 能夠測量日常環(huán)境下的執(zhí)行功能，有良好的生態(tài)學效度和臨床適用性[23]，能夠提供客觀的分數(shù)，以及關于執(zhí)行功能的表現(xiàn)和質量等多方面信息[22]。WCPA 不僅能夠提供客觀的分數(shù)，以量化執(zhí)行功能，還可以提供關于執(zhí)行功能的表現(xiàn)和質量等多方面信息，如策略使用信息等，為個性化的臨床干預提供指導，可作為現(xiàn)有的執(zhí)行功能評估工具的補充[22]。

WCPA于2019年由北京大學第一醫(yī)院康復醫(yī)學科引進并漢化[27]，形成周歷活動規(guī)劃中文版(Chinese Version of Weekly Calendar Activity Planning,WCPAC)，并驗證了其在我國健康大學生人群中的信度。鑒于中老年人執(zhí)行功能演化的特殊性及其重要性，本研究旨在探究WCPA-C 在社區(qū)中老年人中的重測信度和區(qū)分效度。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采用便利取樣法，于2020 年7 月至8 月在廣東省廣州市招募中老年人作為研究對象。

納入標準：①根據WCPA-C 中的年齡組劃分，中老年受試者40～94 歲；②居住在廣東省廣州市社區(qū)，生活獨立；③對本實驗知情同意，并簽署知情同意書。

排除標準：①有中樞神經系統(tǒng)疾病或精神疾病史，或患有其他可導致認知功能障礙的疾病；②由于聽力、視力、肢體活動障礙(影響執(zhí)筆或操作)或其他原因不能配合完成評估。

共招募社區(qū)中老年受試者55 例，其中男性27 例(49.09%)，女性28 例(50.91%)；年齡41～89 歲，平均(61.6±11.8)歲；受教育年限3～17年，平均(8.53±3.31)年。

本研究已經北京大學第一醫(yī)院倫理委員會批準(No.2020[107])。

1.2 研究工具

1.2.1WCPA-C

WCPA-C 是一種基于表現(xiàn)的測試，旨在通過觀察受試者在規(guī)劃一周安排時的表現(xiàn)，評估受試者的執(zhí)行功能。評估過程中，受試者需要將安排清單上隨機排列的17 項活動項目填入空白周歷(圖1)中。安排清單如下：

圖1 空白周歷

周四下午3:00體檢(1小時)；

拜訪親戚，該親戚只在周四下午2:30～4:00，或周一、周二下午1:00～2:30有空(1小時)；

打車：任意一天的上午九點和任意一天的下午三點(45分鐘)；

周二當天下午2:00前和朋友視頻通話(半小時)；

周一或周五下午2:00安排看醫(yī)生(90分鐘)；

周五上午9:00～10:30在社區(qū)做志愿服務；

周一、周三或周五在上午8:00 到下午4:00 之間去干洗店取衣服(半小時)；

周二下午1:00～2:00和朋友一起吃午飯；

周四或周五晚上和家人聚餐，6:30～8:00任意時間開始(2小時)；

周五之前買菜(1小時)；

周五或周六早上去公園鍛煉45分鐘；

在蛋糕店周二關門前去取蛋糕，蛋糕店營業(yè)時間為每天上午9:00到下午3:00(半小時)；

周四晚上7:00～11:00和朋友一起看電影；

周一上午11:00～12:00理發(fā)；

周四當天上午11:00前遛狗(半小時)；

周二中午12:00前打電話預訂蛋糕。

安排清單上的某些活動項目的時間是固定的，而其他項目的時間是可選擇的，因此，受試者需要做好計劃，避免各項安排之間的時間沖突，并使用有效的策略以減少錯誤。同時，受試者還需要遵守5項規(guī)則：①周三或周二不填任何安排；②安排一旦填寫不能隨意改動；③任務開始后7 min 告知評估者；④測試過程中不回答評估者提出的問題；⑤完成后告知評估者。

評估期間，評估者觀察并記錄受試者的安排填寫數(shù)(填入周歷中的項目數(shù))、準確數(shù)(準確填入的項目數(shù))、總時間(完成任務的總時間)、計劃時間(從開始到填入第一項安排的時間)、策略使用數(shù)(使用策略的數(shù)量，如圈出安排清單中的關鍵詞、將已填入的安排從清單中劃掉)、遵守規(guī)則數(shù)(遵守規(guī)則的數(shù)量)。安排填寫數(shù)、準確數(shù)、策略使用數(shù)、遵守規(guī)則數(shù)越高，總時間、計劃時間越少，執(zhí)行功能越好[22]。

WCPA-C有3個難度等級(等級I、Ⅱ和Ⅲ)，適用于不同的人群。WCPA-C 的每個難度等級中包含兩份安排項目清單(版本A 和B)，它們在部分項目名稱和時間上稍有不同，但總體難度相同，可交替使用，目的是降低多次評估產生的練習效應[22]，即由于對先前同一評估內容產生了記憶，導致再次評估時結果有所改善[28]。本研究選用應用最廣泛的等級Ⅱ進行評估，該難度等級適用于中年人和老年人。

1.2.2蒙特利爾認知評估量表(Montreal Cognitive Assessment,MoCA)

MoCA 由Nasreddine 編制，是專用于輕度認知功能障礙(mild cognitive impairment,MCI)的篩查工具，包括視空間及執(zhí)行能力、命名、記憶力、注意力、語言流暢性、抽象思維、延遲記憶、定向力等8 個認知方面的評估，共計30 分[29]。如果受試者受教育年限＜12 年，在總分上加1 分以校正文化程度的偏倚。得分＜26 分為MCI，得分≥26 分為認知功能正常，得分越高，認知功能越好。

1.3 研究方法

評估前，評估者接受經驗豐富的作業(yè)治療師的培訓，并通過考核。評估在安靜不被打擾的環(huán)境中進行，除評估者和受試者外無其他人在場。評估者使用標準指導語，按照標準流程進行評估。

1.3.1重測信度研究

使用WCPA-C 對30 例受試者進行評估，首次評估使用版本A，在間隔2 周和4 周后由同一位評估者對受試者再次評估，分別使用版本B 和版本A。計算組內相關系數(shù)(intraclass correlation coefficient,ICC)。

1.3.2區(qū)分效度

將55 例受試者根據MoCA 得分進行分組，MoCA＜26 分為MCI 組(n=37)，MoCA≥26 分為認知正常(normal cognition,NC)組(n=18)。比較兩組WCPA-C在首次評估中各項目結果。

1.4 統(tǒng)計學分析

采用SPSS 26.0 統(tǒng)計軟件對數(shù)據進行統(tǒng)計分析。本研究中的計量資料多為偏態(tài)分布，所以采用M(QU,QL)進行描述；計數(shù)資料以百分率表示。計算ICC值以檢驗重測信度，ICC 值≥0.80 為信度高，0.60～＜0.80為信度好，0.40～＜0.60 為信度中等，＜0.40 為信度較差。3 次評估比較使用Friedman 檢驗，顯著性水平α=0.05；進一步進行兩兩組間比較，采用Post-Hoc檢驗，顯著性水平經Bonferroni 校正，顯著性水平α=0.017。MCI 組和NC 組之間的WCPA-C 比較使用曼-惠特尼U檢驗，顯著性水平α=0.05。

2 結果

共26 例受試者完成3 次評估，4 例在末次評估時失訪。

2.1 WCPA-C

遵守規(guī)則數(shù)在3 次評估間有顯著性差異(P＜0.05)，其他指標在3 次評估間無顯著性差異(P＞0.05)。遵守規(guī)則數(shù)兩兩比較均無顯著性差異(P＞0.017)。見表1。

表1 社區(qū)中老年人WCPA-C 3次評估結果比較(n=26)

2.2 重測信度

除計劃時間外，其他指標的ICC 值均有統(tǒng)計學意義(P＜0.05)。第1、2 次評估的ICC 值為0.43～0.78，重測信度中等到好；第2、3 次評估，ICC 值為0.50～0.80，重測信度為中等到高。見表2。

表2 社區(qū)老年人WCPA-C 3次評估間的ICC值(n=26)

2.3 區(qū)分效度

WCPA-C 各項指標中，MCI 組和NC 組總時間和計劃時間無顯著性差異(P＞0.05)；MCI 組安排填寫數(shù)、準確數(shù)、策略使用數(shù)和遵守規(guī)則數(shù)均少于NC 組(P＜0.05)。見表3。

表3 MCI組與NC組WCPA-C結果比較

3 討論

WCPA 的理論基礎是認知的動態(tài)互動模型[30]。該模型關注個人情境、自我覺察和策略使用之間的關系，并結合活動的需求及環(huán)境來了解個體的功能性認知，即完成日?；顒铀璧恼J知功能。在作業(yè)治療中，對功能性認知的評估比特定的認知功能成分的評估更重要，因為功能性認知是完成IADL 和保持獨立性的基礎[31]。與著重于識別認知功能中特定缺陷的神經心理學測試和自評量表相比，基于動態(tài)互動模型的WCPA 更強調分析受試者的錯誤模式、策略實施、自我監(jiān)控和自我覺察能力，從而了解其功能性認知情況[32]。

WCPA 的信度和效度在國內外研究中已有所報道。懷寶玉等[27]對在讀大學生進行了組內和組間信度檢驗，其中組內信度ICC 值為0.45～0.89，信度中等到高；組間信度ICC 值為0.84～1.00，信度高。Holmqvist 等[32]對精神疾病、神經發(fā)育障礙、輕度智力障礙及執(zhí)行功能障礙患者進行間隔兩周的3 次測試，第1 次與第2 次測試間的ICC 值為0.42～0.66，信度中等至好，第2 次與第3 次測試間的ICC 值為0.65～0.91，信度好至高。效標效度研究中，針對遺傳性全身性癲癇的青少年，采用執(zhí)行功能行為評定量表家長問卷作為效標，其元認知指數(shù)及總分與WCPA 得分具有顯著相關性，rs分別為-0.41 (P＜0.05)和-0.39 (P＜0.05)[24]。WCPA 彌補了傳統(tǒng)心理學測試的不足，在評估執(zhí)行功能時有其獨特優(yōu)勢。本研究使用WCPA-C 評估社區(qū)中老年人的執(zhí)行功能，探究其重測信度和區(qū)分效度。

3.1 重測信度

本研究結果顯示，除計劃時間外，WCPA-C 第1、2 次評估間ICC 值為0.43～0.78，第2、3 次評估間ICC值為0.50～0.80，均大于0.40，提示WCPA-C 有較高的重測信度。在重測信度研究中，一般ICC 值達到0.7以上時，認為該指標具有穩(wěn)定性[33]。在本研究中，準確數(shù)和策略使用數(shù)在第1、2 次和第2、3 次評估之間ICC均大于0.7，說明這兩項指標有較高的信度。

計劃時間在第1、2 次和第2、3 次評估間的ICC值均無統(tǒng)計學意義，說明該指標穩(wěn)定性較差。計劃時間容易受情景因素及個人因素的影響，如受試者在面對任務時采取的策略、認知風格、性格、經驗和文化背景[22]。因此，在WCPA-C 中，計劃時間需結合評估中對受試者表現(xiàn)的觀察進行分析。有些受試者在評估開始后直接開始填入安排，計劃時間較短，填入一項后才發(fā)現(xiàn)各項安排間可能有時間沖突，再停下來思考；有些受試者在填入前先打草稿，計劃時間較長。在這種情況下，觀察到受試者停下來思考、使用策略等信息比計劃時間更重要。有學者提出計劃時間的另一種算法，即從任務開始至填入第二項安排的時間[22]，下一步研究中可驗證使用該算法計算計劃時間的信度。

在本研究中，總時間在第1、2 次評估間信度好，在第2、3次評估間信度中等，表示信度出現(xiàn)下降。在重測時，不同受試者對于周歷任務可能會采取不同的應對方式，從而導致總時間的穩(wěn)定性下降。部分受試者在前兩次評估后對評估內容和策略有所了解，在完成周歷時速度加快，總時間減少；另一部分受試者在重測時意識到了在前兩次評估時未發(fā)現(xiàn)的情況，如安排之間時間沖突、周六日順序顛倒等，需要花更多的時間應對這些干擾因素，總時間增加。

遵守規(guī)則數(shù)的重測信度在第2、3次評估時高于第2、3次評估，由中等上升至好，說明遵守規(guī)則數(shù)在第2、3 次評估時更穩(wěn)定?？赡茉驗?，在第1 次評估中，周歷活動對于受試者是一項全新的任務，而在第2 次評估時，受試者已經對評估內容有所了解，這樣的預理解可能會對第2 次評估的表現(xiàn)產生影響[32]。因此，第1、2 次評估間的結果不太穩(wěn)定。這可能是第2、3 次評估間遵守規(guī)則數(shù)重測信度優(yōu)于第1、2 次的原因。

在重測信度研究中，受試者的得分主要受測量誤差和練習效應的影響，練習效應的出現(xiàn)可能是因為受試者變得更加熟悉測試環(huán)境、記住了測試項目或者學會了完成任務的有效策略，與記憶和策略的使用能力有關[34]。在懷寶玉等[27]對在讀大學生的研究中，大學生重測時的準確數(shù)、總時間、效率、遵守規(guī)則數(shù)均優(yōu)于初測，兩次評估間有明顯的練習效應。Holmqvist等[32]對精神疾病、神經發(fā)育障礙、輕度智力障礙及執(zhí)行功能障礙患者，以兩周為間隔，進行3 次測試，僅第1次與第3次評估的準確數(shù)有顯著性差異，第3次明顯好于第1 次，相鄰的兩次評估間各項指標沒有統(tǒng)計學差異，說明可能存在練習效應，但仍需進一步證明?；谏鲜鲅芯?，本研究對中老年人群進行3 次評估，旨在探究中老年人在3 次重復評估中是否存在練習效應，及練習效應在3 次評估間的變化趨勢。結果發(fā)現(xiàn)，3 次評估間得分差異無統(tǒng)計學意義，表明以兩周為間隔時，中老年人在WCPA-C 評估中的練習效應不顯著。這也說明，中老年人在WCPA 評估中的練習效應不如大學生明顯，側面反映中老年人在記憶和策略使用能力方面不及大學生。在本研究中，盡管能夠觀察到受試者在評估間調整了完成周歷的方式，但練習效應并沒有在得分的變化上得到證實，下一步可結合定性研究的方法對WCPA-C的練習效應進行研究。

基于以上分析，在評價社區(qū)中老年人執(zhí)行功能的變化時，可以兩周為間隔進行重測。其中，準確數(shù)和策略使用數(shù)較穩(wěn)定，當準確數(shù)或策略使用數(shù)發(fā)生變化時，更能說明執(zhí)行功能發(fā)生了變化。計劃時間較不穩(wěn)定，使用時需結合評估中對表現(xiàn)的觀察進行分析。

3.2 區(qū)分效度

在本研究中，MCI組的安排填寫數(shù)、準確數(shù)、策略使用數(shù)、遵守規(guī)則數(shù)少于NC 組，說明兩組完成WCPA-C 的表現(xiàn)有顯著性差異，WCPA-C 能夠有效區(qū)分輕度認知功能障礙的中老年人。兩組受試者完成評估的總時間和計劃時間差異無統(tǒng)計學意義，不建議單獨使用總時間和計劃時間判斷中老年人是否存在認知功能障礙，應結合其他指標及評估中的觀察進行分析。

MCI組的計劃時間比NC組長，但無顯著性差異。原因可能如下：本研究樣本量較小，可能未能檢驗出兩組計劃時間的差異；計劃時間個體差異性較大，易受到個人因素和情景因素的影響。在評估過程中觀察到，MCI組中部分受試者沒有意識到各項安排間的時間沖突，直接填入安排，計劃時間較短；部分受試者啟動能力受限，無法開始填寫周歷，計劃時間較長。NC 組中，部分受試者在填入前使用打草稿、分類等策略，計劃時間較長；部分受試者識別出安排清單中的固定時間安排，計劃時間較短。因此，在兩組中均存在計劃時間長短不一現(xiàn)象。

然而，Lahav 等[35]使用WCPA 等級Ⅱ的簡化版本(僅保留10個活動項目)對65歲以上的老年人群進行評估，以MoCA 總分26 分為界值，將其分為MCI 組與NC 組，發(fā)現(xiàn)兩組的計劃時間有顯著差異，MCI 組的計劃時間更短。因此，Lahav 等認為，計劃時間長是NC 組為了提高準確數(shù)而采取的策略。Toglia[22]認為，計劃時間受到多種因素影響，應結合受試者在評估中的表現(xiàn)、個人因素、情景因素進行綜合分析。本研究與Lahav 等的研究結果不相符，可能原因為，本研究與Lahav 等研究使用的WCPA 版本和受試者的年齡分布、文化背景有差別。本研究使用WCPA-C 等級Ⅱ中的完整版本(共17 個活動項目)，樣本為中國中老年人，平均年齡為(61.6±11.8)歲；Lahav 等研究中使用WCPA 等級Ⅱ的簡化版本(共10 個活動項目)，樣本為以色列老年人，平均年齡為(73.4±3.2)歲。Toglia 等[5]的研究中已證明，年齡和文化背景均為WCPA 表現(xiàn)的影響因素。由于計劃時間的個體差異性較大，其在MCI 組和NC 組中是否有差異，WCPA 版本、受試者年齡和文化背景是否影響計劃時間，尚需擴大樣本量進一步驗證。

執(zhí)行功能障礙在MCI 的早期便出現(xiàn)[36]，也是癡呆的早期癥狀[2]，因此對其積極干預有重要的意義。本研究結果表明，WCPA-C 在社區(qū)中老年人中對MCI具有良好的區(qū)分效度。因此，WCPA-C 用于評估社區(qū)中老年人的執(zhí)行功能，能幫助早期識別具有認知功能障礙風險的個體，并且有望通過及早干預，預防或延緩癡呆的發(fā)生[2]。

綜上所述，WCPA-C 具有中等至高的重測信度和良好的區(qū)分效度，適用于我國中老年人執(zhí)行功能的評估。本研究不足在于樣本量較少，下一步可擴大樣本量，進一步驗證WCPA-C 的信度和效度，并采用隨機抽樣的方法，建立WCPA 在中國健康人群中的常模，為臨床應用WCPA進行執(zhí)行功能評估提供參考。

利益沖突聲明：所有作者聲明不存在利益沖突。