吳丹萍 盧衛(wèi)紅 孫霞王勇 薛莉莉 黃佳 吳志國 葉塵宇 王宇 宋蕊苑成梅

藥物治療在雙相障礙治療方案中一直占據(jù)主導(dǎo)地位，因此藥物依從性會極大影響治療效果[1-2]。然而很多因素影響藥物依從性，包括年齡、性別、受教育水平、婚姻狀態(tài)、物質(zhì)濫用、童年創(chuàng)傷經(jīng)歷等社會人口學(xué)和疾病因素，疾病知識、病恥感等疾病態(tài)度，以及治療聯(lián)盟、服用心境穩(wěn)定劑時間、過去的不依從性等與治療相關(guān)的因素[3-5]。另也有研究發(fā)現(xiàn)情感氣質(zhì)會影響雙相障礙患者服藥依從性[6]，但目前情感氣質(zhì)對于藥物依從性影響的研究結(jié)論不一[7-9]。本課題組根據(jù)前人已有方案編制強化門診干預(yù)項目 （Intensive Outpatient Program,IOP）對雙相障礙患者進行心理干預(yù)，已初步證實該項目可以改善患者病恥感，提高藥物依從性[10]。本研究擬繼續(xù)探討在加入心理干預(yù)后，情感氣質(zhì)對患者藥物依從性的影響。

1 對象與方法

1.1 研究對象 2016年4月至2017年5月在上海市精神衛(wèi)生中心門診招募新近緩解的雙相障礙患者。入組標(biāo)準(zhǔn)：①符合《美國精神障礙診斷與統(tǒng)計手冊第四版》（Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders,Fourth Edition,DSM-Ⅳ）雙相障礙診斷標(biāo)準(zhǔn)，目前處于非急性期，即楊氏躁狂量表（Young mania rating scale,YMRS）＜12 分， 漢密爾頓抑郁量表 （Hamilton depression rating,HAMD-17）＜14分，且臨床總體印象量表雙相障礙嚴(yán)重程度量表 （clinical general impression-bipolar disorder-severity,CGI-BP-S）≤3分； ②年齡 18～60周歲，性別不限；③在近4個月有1次心境障礙急性發(fā)作；④初中及以上文化程度，可用普通話進行交流，理解知情同意書；⑤自愿參加本研究，并同意配合研究所需檢查與評估。排除標(biāo)準(zhǔn)：①患有繼發(fā)性心境障礙、器質(zhì)性腦功能損傷或其他嚴(yán)重軀體疾病；②共病人格障礙或其他任何軸Ⅰ診斷精神障礙；③近1個月存在酒精或物質(zhì)依賴障礙、自殺意向；④嚴(yán)重認(rèn)知功能障礙；⑤近3個月接受系統(tǒng)心理治療無效者；⑥近1個月接受無抽搐電休克、重復(fù)經(jīng)顱磁刺激治療者。納入的雙相障礙患者根據(jù)其意愿分為干預(yù)組和對照組，對照組只接受主治醫(yī)生推薦的常規(guī)治療，如服用心境穩(wěn)定劑、二代抗精神病藥等，而干預(yù)組在常規(guī)治療的基礎(chǔ)上接受IOP心理治療。

1.2 IOP干預(yù)方法 本IOP方案以團體形式展開，每組6～10人，共 10次治療（表 1），每周 3次，每次1.5 h，在團體心理教育的基礎(chǔ)上結(jié)合團體認(rèn)知行為的技術(shù)，統(tǒng)一在上海市精神衛(wèi)生中心團體治療室進行，每一次治療由不同的治療師帶領(lǐng)。10名治療師均為專業(yè)心理治療師或精神科醫(yī)生，對雙相障礙有深刻的了解，且至少有2年以上的心理治療經(jīng)驗。研究開始前全體團體治療師均參加本課題組舉辦的2次IOP工作坊，通過模擬演練進行一致性培訓(xùn)。

1.3 量表評估 采用自制社會人口學(xué)信息和臨床特征調(diào)查表收集患者性別、年齡、受教育年限、職業(yè)、婚姻狀況、診斷、雙相障礙病史和精神疾病家族史等信息。在基線時使用情感氣質(zhì)自評量表簡版（temperament evaluation of memphis,Pisa,Paris and San Diego-auto questionnaire,TEMPS-A）對所有患者進行評估，而在基線和治療結(jié)束后均進行藥物依從性評價量表（medication adherence rating scale,MARS）評估。評估員為上海交通大學(xué)心理學(xué)在讀碩士，均經(jīng)過量表的一致性培訓(xùn)。

表1 IOP團體心理治療主題

1.3.1 情感氣質(zhì)評估 TEMPS-A為自評量表，用于評定心境障礙患者情感氣質(zhì)特征。簡化版包含39個條目，每個條目分為“是”和“否”2個選項，包括循環(huán)氣質(zhì)（1～12題，最高分 12分）、抑郁氣質(zhì)（13～20 題，最高 8 分）、易激惹氣質(zhì)（21～28 題，最高 8分）、情感旺盛氣質(zhì)（29～36題，最高 8分）和焦慮氣質(zhì)（37～39題，最高3分）5個因子，得分越高，表明某一類氣質(zhì)越明顯。該量表中文版具有良好的內(nèi)部一致性信度、重測信度和結(jié)構(gòu)效度[11]。

1.3.2 藥物依從性評估 MARS為自評量表，共10個條目，包括服藥行為和服藥態(tài)度2個維度，每個條目分“是”和“否”2 個選項，第 7、8 題“否”記 1分，其余“是”記1分。評定時間為最近1周，分值越高表示服藥依從性越好?？偡帧?分表示依從性高，根據(jù)治療結(jié)束時MARS得分將患者分為高依從性亞組（≥6分）和低依從性亞組（＜6分）[12]。

1.4 統(tǒng)計學(xué)方法 通過SPSS 16.0進行數(shù)據(jù)分析。采用獨立樣本t檢驗Mann-Whitney U檢驗、χ2檢驗或Fisher精確檢驗分別比較干預(yù)組和對照組中高、低依從性亞組間各社會人口學(xué)和臨床特征。以治療結(jié)束時MARS分類的依從性為因變量，社會人口學(xué)資料、雙相障礙類型、精神疾病家族史、發(fā)作次數(shù)、總病程、未治療時間、基線MARS分類L的依從性、TEMPS-A 5類情感氣質(zhì)為自變量進行單因素logistic回歸分析，然后將關(guān)聯(lián)有統(tǒng)計學(xué)意義的變量納入多因素logistic回歸分析，變量篩選采用forward:conditional法，并用受試者工作特征曲線 （receiver operating characteristic curve，ROC）分析回歸方程的預(yù)測效能。用分層logistic回歸分析有統(tǒng)計學(xué)關(guān)聯(lián)的情感氣質(zhì)在IOP干預(yù)和藥物依從性之間的調(diào)節(jié)作用：①將情感氣質(zhì)得分中心化（減去均值）；②生成干預(yù)和情感氣質(zhì)的乘積項；③以治療結(jié)束時MARS分類的依從性為因變量進行分層回歸分析。檢驗水準(zhǔn)α=0.05，雙側(cè)檢驗。

2 結(jié)果

2.1 高依從性組和低依從性組組間差異 本研究共入組76例雙相障礙患者，其中干預(yù)組49例，對照組27例。治療結(jié)束時干預(yù)組隨訪到45例，對照組21例，見圖1。其中干預(yù)組有1例不服藥，對照組有2例不服藥，因此兩組治療結(jié)束獲得有效的MARS數(shù)據(jù)分別為44例和19例。

圖1 研究流程圖

治療結(jié)束時干預(yù)組和對照組分別有7例和11例患者為低依從性（MARS＜6分）。高、低依從性亞組間比較，僅干預(yù)組中兩亞組未治療時間（Z=-2.08，P=0.04）、抑郁氣質(zhì)得分（t=4.00，P＜0.01差異有統(tǒng)計學(xué)意義，其他差異均無統(tǒng)計學(xué)意義（P＞0.05），見表 2。

2.2 藥物依從性影響因素 單因素logistic回歸分析 顯示 ，組別（OR=7.27，P＜0.01）、病程（OR=0.99，P=0.03）、抑郁氣質(zhì)（OR=0.71，P＜0.01）分別與藥物依從性的關(guān)聯(lián)有統(tǒng)計學(xué)意義，另外循環(huán)氣質(zhì)與藥物依從性的關(guān)聯(lián)接近有統(tǒng)計學(xué)意義（OR=0.83，P=0.05），見表3。考慮干預(yù)組的未治療時間亞組間差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.04），因此未治療時間也作為自變量納入多因素logistic回歸，結(jié)果示僅組別（OR=6.32，P＜0.01）和抑郁氣質(zhì)（OR=0.71，P=0.02）與藥物依從性的關(guān)聯(lián)有統(tǒng)計學(xué)意義，見表4。ROC曲線下面積為0.85。

表2 高依從性組和低依從性組社會人口學(xué)資料和臨床特征

分層logistic回歸分析抑郁氣質(zhì)在干預(yù)和藥物依從性之間的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)組別與抑郁氣質(zhì)乘積項的回歸系數(shù)無統(tǒng)計學(xué)意義（P=0.06），未發(fā)現(xiàn)有統(tǒng)計學(xué)意義的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3 討論

本研究發(fā)現(xiàn)雙相障礙IOP干預(yù)方案是雙相障礙患者藥物依從性的保護因素，接受心理干預(yù)可以提高雙相障礙患者藥物依從性，而抑郁氣質(zhì)則是服藥依從性的危險因素，抑郁氣質(zhì)越明顯，服藥依從性越差。

本研究結(jié)果與文獻(xiàn)結(jié)果存在差異。王育梅等[7]使用用藥態(tài)度量表 （drug attitude iventory-10,DAI-10）和視覺模擬評分問卷 （visual analoguescale,VAS）研究情感氣質(zhì)與雙相障礙患者藥物依從性關(guān)系發(fā)現(xiàn)，抑郁氣質(zhì)得分越高，用藥態(tài)度越好；而BUTURAK等[6]使用Morisky藥物依從性量表 （Morisky medication adherence scale,MMAS）卻發(fā)現(xiàn)藥物依從性與抑郁氣質(zhì)無關(guān)，反而與循環(huán)氣質(zhì)更相關(guān)，循環(huán)氣質(zhì)得分越高，依從性越差。結(jié)果差異一方面可能與研究工具、樣本量等有關(guān)；另一方面，藥物依從性本身就是一個復(fù)雜的觀念，包括了積極參與治療、取藥、理解并遵醫(yī)囑按時服藥等一系列行為，不管是本研究中的MARS，還是DAI-10、VAS、MMAS都只能評估其中一部分行為，因此有研究者認(rèn)為應(yīng)該用量化評估結(jié)合質(zhì)性訪談和不定期血液檢查來更全面地評估藥物依從性[4]。結(jié)果差異也可能是因為本研究中加入了心理干預(yù)的因素，導(dǎo)致情感氣質(zhì)對依從性影響與文獻(xiàn)結(jié)果[7]存在差異，雖然本研究中抑郁氣質(zhì)在干預(yù)對藥物依從性影響過程中不存在有統(tǒng)計意義的調(diào)節(jié)效應(yīng)，但是比較分析顯示，干預(yù)組中高、低依從性亞組患者的抑郁氣質(zhì)得分差異有統(tǒng)計學(xué)意義，因此并不能排除抑郁氣質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，需要未來研究擴大樣本量進一步驗證。

表3 藥物依從性影響因素的單因素logistic回歸分析

表4 藥物依從性影響因素的多因素logistic回歸分析

另外 BERK 等[4]發(fā)現(xiàn)更年輕[（46.9±8.1）歲 vs.（69.2±7.0）歲]、單身、無家可歸及存在物質(zhì)濫用等的雙相障礙患者依從性更差，但本研究中性別、年齡、婚姻狀態(tài)、家族史等人口學(xué)變量和治療前依從性水平并不影響雙相障礙患者藥物依從性，這可能是因為參與本研究的患者大多是年輕（＜30歲）、高學(xué)歷（受教育年限＞15年）、未婚、女性被試，同質(zhì)性高，且這些變量在高、低依從性組間差異無統(tǒng)計學(xué)意義。

總體來看，本研究通過分析參加IOP項目的雙相障礙患者藥物依從性變化，發(fā)現(xiàn)IOP干預(yù)和抑郁氣質(zhì)會影響藥物依從性，其中IOP干預(yù)能改善雙相障礙患者藥物依從性，而抑郁氣質(zhì)明顯的患者服藥依從性更差，該模型ROC曲線下面積為0.85，提示其預(yù)測效能較好[13]。未來干預(yù)方案應(yīng)該針對情感氣質(zhì)顯著的患者增加相應(yīng)模塊進行干預(yù)。另外本研究為非隨機設(shè)計，且樣本量較小會限制結(jié)果的推廣性，需要更多大樣本的隨機對照研究進一步驗證本研究結(jié)果。