33项轻躁狂症状清单和心境障碍问卷在老年单双相抑郁鉴别中的应用价值比较

目的:比较33项轻躁狂症状清单(HCL-33)和心境障碍问卷(MDQ)在老年单相抑郁(MDD)和双相抑郁(BD)鉴别中的应用价值。方法:采取成组设计的方法,纳入符合美国《精神障碍诊断与统计手册》第4版(DSM-Ⅳ)的MDD(108例)和BD(107例)诊断标准的患者。以DSM-IV的诊断为金标准,采用ROC曲线进行分析,确定HCL-33和MDQ区分MDD和BD,MDD和BD-I,MDD和BD-II以及BD-I和BD-II的最佳划界分,分别计算灵敏度和特异度。采用Medcalc软件对ROC曲线进行比较,分析这两种工具的诊断价值是否存在差异。结果:ROC曲线结果显示HCL-33区分MDD和BD的ROC曲线下面积(AUC)为0.909(95%CI:0.870~0.948,P<0.001),最佳划界分为14分,灵敏度为88.8%,特异度82.4%;MDQ区分MDD和BD的AUC为0.926(95%CI:0.883~0.957,P<0.001),最佳划界分为7分,灵敏度86.0%,特异度为88.9%。采用Medcalc软件对ROC曲线进行比较,结果显示HCL-33和MDQ在老年人群中区分MDD和BD、MDD和BD-I,MDD和BD-II以及BD-I和BD-II的诊断效能差异均无统计学意义(P>0.05)。结论:HCL-33和MDQ量表在老年抑郁人群中识别BD时均有较好的诊断效能,两者诊断效能相当,均可以作为老年抑郁人群中识别BD的筛查工具。

中文版32项轻躁狂症状清单在双相Ⅱ型障碍患者中的应用

目的:研究中文版32项轻躁狂症状清单(32-item hypomania checklist,HCL-32)在双相Ⅱ型障碍患者中应用的效度、信度。方法:对69例双相II型障碍患者应用HCL-32进行测评,其中有26例(37.7%)患者在8～14d后重测。结果:经相关分析及Kruskal-Wallis检验,双相II型障碍患者在接受测评时的心境状态对HCL-32得分的影响无统计学意义(P分别为0.48、0.23)。因子分析显示前2个因子的特征值较佳,分别为6.19和3.57,前2个因子对总方差的累积贡献率为30.5%。内部一致性信度分析HCL-32全量表Cronbach'salpha值为0.84,因子I和因子II分别为0.85和0.66。全量表重测相关系数为0.51(P=0.007)。前后两次测评中,32项条目重测一致率为53.8%～96.2%。患者的HCL-32得分范围为3～26分,HCL-32总分≥14的患者有46例(66.7%)。量表分均值为(15.26±5.91)分。32项条目阳性回答率为7.2%～82.6%。结论:HCL-32中文版在双相II型障碍患者中初步试用,其效度、内部一致性信度尚满意,但重测信度偏低。

双相障碍患者情感气质与躁狂症状的关系研究

目的探究不同情感气质与双相障碍患者躁狂症状特征之间的联系,以探讨人格特征与双相障碍的关联性。方法对230例双相障碍患者使用情感气质自评量表简版中文版(TEMPS-A)和32项轻躁狂症状清单(HCL-32)进行自评,并依据TEMPS-A自评结果将患者分为有情感气质特征组和无情感气质特征组。HCL-32量表使用因子分析提取两组条目作为分量表,分别是活跃/兴奋和爱冒险/易激惹分量表。探究具有情感气质特征的双相障碍患者与无情感气质特征的双相障碍患者、以及不同情感气质特征双相障碍患者HCL-32量表及两个分量表得分、双相类型分布等的差异。使用Logistic回归模型进一步分析TEMPS-A量表5因子与HCL-32总分之间的相关性。结果具有情感旺盛气质特征的双相障碍患者HCL-32阳性条目总数最多(P50=22),循环型次之(P50=21),而无情感气质特征的患者最少(P50=16),情感气质特征中抑郁型最少(P50=19)。具有至少一种情感气质特征的患者HCL-32的总分比无情感气质特征的患者升高(P<0.05)。而五组不同情感气质特征的患者间比较则差异无统计学意义(P>0.05)。Logistics回归结果显示,可以用情感旺盛和循环气质特征得分预测HCL-32分数。结论情感气质特征与双相障碍躁狂症状具有一定关联。

中文版32项轻躁狂症状清单效度与信度

目的 研究中文版32项轻躁狂症状清单（HCL-32）在双相障碍（BP）患者中的信度、效度以及与重性抑郁障碍（单相抑郁障碍,UP）区分的最佳划界分、敏感性和特异性等.方法 征得HCL-32原作者同意后,对英文版本量表互译后适当修改成中文版本HCL-32.以美国精神障碍诊断与统计手册第四版为诊断标准,在深圳市及上海市精神卫生中心门诊及住院部收集300例双相障碍、156例重性抑郁障碍患者.所有研究对象使用中文版HCL-32进行测评,其中155例双相障碍患者（51.7%）在8～14d重测.结果 BP患者的中文版HCL-32结果 的KMO值0.83,Bartlett球形检验卡方值有统计学意义（P＜0.01）.因子分析显示前2个因子的特征值较佳（6.32,3.00）,前2个因子对总方差的累积贡献率为29.1%.中文版HCL-32的Cronbach＇s alpha值0.86,因子Ⅰ、Ⅱ分别为0.86,0.69.HCL-32重测相关系数为0.62.32项条目阳性回答率为11.6%～89.7%.BP患者的HCL-32分平均分为（16.6±6.2）分,而UP患者的HCL-32分平均分为（10.9±6.4）分,差异有统计学意义（P＜0.01）.经ROC曲线法,HCL-32对于BP患者与单相抑郁障碍患者的最佳划界分为14分,相应敏感性、特异性为0.74,0.66,阳性预测值0.81,阴性预测值0.57.结论 中文版HCL-32经在双相患者中初步测试,其信度、效度满足心理测量学要求,并可作为双相障碍筛查的辅助工具.

32项轻躁狂症状清单和心境障碍问卷筛查双相障碍或抑郁症自杀风险可行性分析

目的 探讨32项轻躁狂症状清单（HCL-32）和心境障碍问卷（MDQ）筛查双相障碍或抑郁症自杀风险的可行性.方法 使用简明国际神经精神障碍访谈（MINI-SCID）评价1478例双相障碍或抑郁症患者的临床特征,依据MINI-SCID对自杀意念进行自杀风险分级.采用logistic回归分析HCL-32和MDQ用来筛查双相障碍及抑郁症患者自杀风险的可行性,筛选与自杀风险相关的条目.结果 1478例患者中,692例（46.8％）无自杀风险,271例（18.3％）为低自杀风险,284例（19.2％）为中自杀风险,231例（15.6％）为高自杀风险.不同自杀风险患者的HCL-32和MDQ评分比较差异均有统计学意义（P＜0.01）;双相障碍Ⅰ型中不同自杀风险患者的HCL-32评分比较差异有统计学意义（P＜0.01）,抑郁症不同自杀风险患者的MDQ评分比较差异有统计学意义（P＜0.01）;双相障碍Ⅱ型中不同自杀风险患者的HCL-32和MDQ评分比较差异均无统计学意义（P＞0.05）.logistic回归分析显示,HCL-32量表中的1（需要的睡眠比平时少）、29（喝咖啡比平时多）、31（喝酒比平时多）、32（比平时服用更多的药物）项（OR分值别为1.382、1.623、1.817、1.354,95％可信区间分别为1.124～ 1.698,1.116～2.359,1.242～2.658,0.960 ～1.909）,MDQ中2（容易发脾气,经常大声指责别人,或与别人争吵、吵架）、4（比平时睡的少,而且不想睡）、13（花钱太多,使自己或家庭陷入困境）项（OR分值别为1.265、1.330、2.382,95％可信区间分别为1.006 ～1.590,1.066 ～1.660,1.721～3.297）均进入自杀风险相关因素模型.HCL-32和MDQ评估双相障碍Ⅰ型自杀风险相关操作特征曲线下面积分别为0.66、0.62.结论 HCL-32与MDQ筛选双相障碍Ⅰ型自杀意念相关危险因素尚可,但对于双相障碍Ⅱ型及抑郁障碍效果不佳.

中文版32项轻躁狂症状清单在双相Ⅰ型障碍患者中的应用

目的研究中文版32项轻躁狂症状清单（HCL-32）在双相Ⅰ型障碍中的信度、效度等结果。方法对132例双相Ⅰ型障碍患者进行测评，并且有95例患者（72．0％）在8～14d重测。结果①经相关分析及Kruskal—Wallis检验，双相Ⅰ型障碍患者在接受测评时的心境状态对HCL-32得分的影响无统计学意义（P值分别为0．62，0．70）。②因子分析显示前2个因子的特征值较佳，分别为5．48，3．15，前2个因子对总方差的累积贡献率为27．0％。内部一致性信度分析HCL-32全量表Cronbach’s alpha值为0．83，因子Ⅰ、Ⅱ分别为0．83，0．72。全量表重测相关系数为0．61（P=0．00）。前后2次测评中，32项条目应答一致率为58．9％-91．6％，有5个条目该值低于70％。患者的HCL-32得分范围为5～32分，患者的HCL-32总分≥14分时，例数增加明显。32项条目阳性回答率为11．4％～93．9％。结论HCL-32中文版在双相Ⅰ型障碍患者中初步试用，其信度、效度尚满意。

心境障碍问卷和32项轻躁狂症状清单在单相抑郁障碍和双相障碍患者中的应用

目的比较心境障碍问卷(MDQ)和32项轻躁狂症状清单(HCL-32)在单相抑郁障碍和双相障碍患者中的应用效果。方法纳入2014年9月至2015年12月于首都医科大学附属北京安定医院就诊的212例心境障碍患者,其中单相抑郁障碍组患者107例,双相障碍组患者105例。采用主成分分析法对2个量表进行因子分析。采用Cronbach’sα系数评估2个量表的内部一致性信度,采用Spearman相关分析2个量表各条目得分与总分的相关性,比较两组患者2个量表的阳性应答率及得分。采用受试者工作特征(ROC)曲线分析2个量表的筛查性能并比较ROC曲线下面积。结果MDQ为两因子结构,特征值分别为5.39、1.47,对总方差的累积贡献率为52.81%;HCL-32为三因子结构,特征值分别为12.61、2.87、1.84,对总方差的累积贡献率为54.11%。MDQ和HCL-32的Cronbach’sα系数分别为0.88(95%CI:0.85~0.90)、0.95(95%CI:0.94~0.96)。MDQ、HCL-32各条目与总分之间的相关系数分别为0.50~0.72(P<0.01)、0.16~0.78(P<0.05)。双相障碍组MDQ所有条目的阳性应答率均高于单相抑郁障碍组;除条目32外,双相障碍组HCL-32各条目的阳性应答率均高于单相抑郁障碍组。单相抑郁障碍组的MDQ总分为3.00(0,5.00)分,HCL-32总分为9.00(1.00,17.00)分,低于双相障碍组的5.00(1.50,9.00)、17.00(12.00,23.50)分,差异有统计学意义(Z=-4.03、-5.02;P<0.01)。MDQ区分单相抑郁障碍和双相障碍的ROC曲线下面积为0.66(95%CI:0.59~0.73,P<0.001),与HCL-32的0.70(95%CI:0.63~0.77,P<0.001)比较,差异无统计学意义(Z=1.07,P=0.28)。MDQ的最佳划界分为6分,灵敏度为0.48,特异度为0.82;HCL-32的最佳划界分为8分,灵敏度为0.85,特异度为0.47。结论MDQ和HCL-32在单相抑郁障碍和双相障碍患者中应用的信度较好,均可适用于专科医院鉴别双相障碍和单相抑郁障碍。HCL-32较MDQ灵敏度高,但特异度低。

心境障碍问卷和32项轻躁狂症状清单在抑郁症 患者中的应用

目的分析心境障碍问卷(MDQ)和32项轻躁狂症状清单(HCL-32)在精神病专科医院抑郁症患者中筛查轻躁狂/躁狂症状的检出率差异、阴性与阳性患者临床特征的差异。方法选取2014年9月至2015年12月于首都医科大学附属北京安定医院住院或门诊就诊的105例抑郁症患者为研究对象,使用MDQ和HCL-32调查患者既往轻躁狂/躁狂症状,其中MDQ总分≥7分、HCL-32总分≥14分为既往轻躁狂/躁狂症状阳性,比较2个量表的阳性检出率、阳性与阴性患者的临床特征。采用Cronbach'sα系数检验量表信度。结果MDQ的Cronbach'sα系数为0.784(95%CI:0.718~0.840,P<0.01),HCL-32的Cronbach'sα系数为0.943(95%CI:0.926~0.958,P<0.01)。MDQ筛查的阳性率为15.24%(16/105),低于HCL-32筛查的40.95%(43/105),差异有统计学意义(P<0.01)。2个量表的一致性较低,差异有统计学意义(Kappa=0.281,P<0.01)。MDQ筛查阳性的患者中,伴有自杀观念、企图或行为者占7/16,伴不典型抑郁症状者占6/16,高于阴性患者的29.21%(26/89)和13.48%(12/89),差异有统计学意义(P<0.05)。结论HCL-32对抑郁症患者既往轻躁狂/躁狂症状的检出率高于MDQ,并且筛查阳性的抑郁症患者的自杀风险高,伴不典型抑郁特征。

两种自评问卷筛查综合医院诊断抑郁障碍患者的既往躁狂症状

目的探索两种躁狂症状问卷在综合医院门诊ICD-10诊断的抑郁障碍是否筛查出既往有躁狂症状，及两个问卷识别躁狂症状的差异及其与临床特征的关系。方法连续评估同济大学附属同济医院精神科门诊符合ICD-10诊断的抑郁障碍102例，调查工具包括自编问卷、中文版心境障碍调查问卷（Chinese version mood disorder questionnaire，CV—MDQ）、中文版32项轻躁狂症状清单（Chinese version 32 iterns hypomania check list，CV—HCL-32），CV—MDQ≥7分为既往躁狂症状阳性，CV—HCL-32≥14分为既往轻躁狂症状阳性。结果1．内部一致性检验显示，CV—MDQ的Cronbach’sα值为0．808，P〈0．01，CV—HCL-32的Cronbachgα值为0．916，P〈0．01。2．11例患者（10．8％）在CV—MDQ报告躁狂症状阳性，14例（13．7％）在CV—HCL-32报告躁狂症状阳性，两问卷判别躁狂或轻躁狂的一致性有显著差异（Kappa=0．227，P〈0．05）。3．CV—HCL-32阳性组的首发年龄、总病程、本次病程、复发次数的中位数（35．0岁，60．0月，12．0月，2．5次）与阴性组（50．5岁，22．0月，6．0月，1．0次）差异具有显著性（Z=-2．065，-2．102，-2．180，-2．168，均P〈0．05），年龄、性别、文化程度差异无显著性（P〉0．05）；CV—MDQ阳性组与阴性组间差异无显著性（P〉0．05）。结论CV—MDQ和CV—HCL-32可在综合医院门诊ICD诊断为抑郁障碍患者中检出一定比例既往有躁狂或轻躁狂症状，但CV—HCL-32是否较CV—MDQ更适用于筛查双相Ⅱ型障碍值得探索。

改良半结构式临床访谈在双相障碍诊断中的应用研究

目的通过与传统的结构性访谈和自我诊断量表进行比较,考察改良半结构式临床访谈(Modified Semi-Structured Clinical Interview,MSCI)在双相障碍中的诊断效能。方法对445例当前符合美国精神障碍诊断与统计手册第5版(Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders,5th Edition,DSM-5)中关于抑郁症或双相障碍任何一型诊断标准的患者,其中双相障碍345例、抑郁症100例,分别采用美国精神障碍诊断与统计手册轴Ⅰ精神障碍诊断标准的结构式临床访谈问卷患者版(Structured Clinical Interview for DSM AxisⅠDisorders-Patient Edition,SCID-Ⅰ/P)、MSCI以及32项轻躁狂症状清单(32-item Hypomania Checklist,HCL-32)对患者进行施测。对所有患者尽可能随访半年且随访次数至少3次,根据患者的病史资料以及随访观察和诊断性治疗的结果,确定每一例患者的最终诊断。使用χ^(2)检验比较上述3种不同诊断策略在诊断不同亚型的双相障碍时的敏感度和特异度。结果对双相障碍的诊断,MSCI的敏感度显著高于SCID-Ⅰ/P(0.67与0.32,χ^(2)=82.10,P<0.001),但与HCL-32相比差异无统计学意义(0.67与0.70,χ^(2)=2.22,P=0.136);MSCI的特异度略低于SCID-Ⅰ/P(0.96与1.00,χ^(2)=4.08,P=0.043),但高于HCL-32(0.96与0.67,χ^(2)=27.89,P<0.001)。对双相Ⅰ型障碍的诊断,MSCI的敏感度(1.00)与SCID-Ⅰ/P(0.73)、HCL-32(0.73)分别比较差异均无统计学意义(χ^(2)=3.47,P=0.062;χ^(2)=3.47,P=0.062)。对双相Ⅱ型障碍的诊断,MSCI的敏感度(0.90)高于SCID-Ⅰ/P(0.41)和HCL-32(0.66),差异均有统计学意义(χ^(2)=92.49,P<0.001;χ^(2)=22.51,P<0.001)。对伴有混合特征的双相障碍的诊断,MSCI的敏感度(0.37)高于SCID-Ⅰ/P(0.19)但低于HCL-32(0.80),差异均有统计学意义(χ^(2)=10.85,P<0.001;χ^(2)=49.40,P<0.001)。对其他特定型双相障碍的诊断,MSCI的敏感度(0.41)与SCID-Ⅰ/P(0.18)比较差异无统计学意义(χ^(2)=2.73,P=0.100),但低于HCL-32(0.70),差异有统计学意义(χ^(2)=4.53,P=0.033)。结论相比SCID-Ⅰ/P和HCL-32,MSCI对双相障碍具有较高的诊断效能。

HCL-32在精神科门诊双相障碍诊断中的应用

目的 了解双相障碍的诊断现状及识别率.方法 将符合DSM-Ⅳ抑郁障碍诊断标准的36例门诊患者使用MDQ和HCL-32进行测评,然后按照DSM-Ⅳ诊断标准对所有完成测试的患者进行晤谈并做出诊断.结果 HCL-32的阳性筛检率（72％）高于MDQ（33％）,差异有统计学意义（x2=10.923,P=0.001）;DSM诊断系统晤谈诊断阳性率为47％与HCL-32的阳性率比较差异无统计学意义（x2=0.332,P=0.471）.结论 HCL-32筛查量表检测阳性率高,能够有效避免漏诊,可作为精神科门诊双相障碍诊断的初步筛查工具.