周兆雯，王翠，黃真

北京大學(xué)第一醫(yī)院康復(fù)醫(yī)學(xué)科，北京市100034

自2001 年起，我國進(jìn)入老齡化社會，到2019 年，我國65 歲及以上人口已達(dá)1.76 億[1]。隨著年齡增長，認(rèn)知功能常出現(xiàn)下降[2]。West[3]研究發(fā)現(xiàn)，老年人大腦結(jié)構(gòu)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(rèn)知老化機(jī)制，即認(rèn)知老化的額葉假說，也稱執(zhí)行衰退假說。該假說認(rèn)為，相對于其他一般認(rèn)知功能，執(zhí)行功能隨年齡增長衰退更快，并且是引起人們?nèi)粘ＵJ(rèn)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(shù)或行為學(xué)測試進(jìn)行的執(zhí)行功能研究進(jìn)一步支持此假說[2]。

執(zhí)行功能由一組相互關(guān)聯(lián)的能力組成，包括工作記憶、語言流暢性、計劃和任務(wù)協(xié)調(diào)、分配注意力和抑制性控制[4]等，能夠協(xié)調(diào)認(rèn)知控制、指導(dǎo)目標(biāo)導(dǎo)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(dāng)出現(xiàn)執(zhí)行功能障礙時，中老年人在烹飪、服藥、財務(wù)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(dǎo)致生活質(zhì)量下降[9]。同時，執(zhí)行功能障礙還是癡呆的早期預(yù)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(dú)立生活的這段時間是干預(yù)的關(guān)鍵時期[11]。因此，選擇一種能早期篩查并準(zhǔn)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(jīng)心理學(xué)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(jīng)心理學(xué)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(yù)測生活中的復(fù)雜任務(wù)表現(xiàn)和功能，生態(tài)效度較低[14]。Naomi 等[15]發(fā)現(xiàn)，神經(jīng)心理學(xué)測試，如連線試驗(yàn)(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(yīng)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(dāng)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(lǐng)域的研究熱點(diǎn)?；诒憩F(xiàn)的測試通過直接觀察受試者完成具有高認(rèn)知需求的IADL 的過程，對其作業(yè)表現(xiàn)(occupational performance)進(jìn)行評分，進(jìn)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(wù)的動態(tài)體驗(yàn)，是人、環(huán)境和作業(yè)活動互相作用的結(jié)果[20]。在作業(yè)治療領(lǐng)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(guān)的活動，如吃飯、洗漱；IADL 指與家庭和社區(qū)相關(guān)的日常生活活動，如購物、打電話，IADL對認(rèn)知功能有更高的需求[21]。PBT 使用具有高認(rèn)知需求的IADL 進(jìn)行評估，將環(huán)境因素、個人情境結(jié)合起來，能夠反映受試者在實(shí)際生活中的執(zhí)行功能情況，避免神經(jīng)心理學(xué)測試和自評量表帶來的偏倚[19]。

由美國默西大學(xué)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(rèn)知能力中的執(zhí)行功能，可用于認(rèn)知康復(fù)領(lǐng)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(rèn)知挑戰(zhàn)性，能使個體更好地調(diào)動執(zhí)行功能完成該任務(wù)，有利于評估執(zhí)行功能[22]。WCPA 是標(biāo)準(zhǔn)化的執(zhí)行功能評估工具，有專門的評估手冊，詳細(xì)介紹評估材料、評估流程、評測指標(biāo)的含義、評分標(biāo)準(zhǔn)等[22]。作為國際上公認(rèn)的執(zhí)行功能評估工具，WCPA 已被應(yīng)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(jìn)行了評估者間信度、重測信度、區(qū)分效度、效標(biāo)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(wù)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(xué)效度和臨床適用性[23]，能夠提供客觀的分?jǐn)?shù)，以及關(guān)于執(zhí)行功能的表現(xiàn)和質(zhì)量等多方面信息[22]。WCPA 不僅能夠提供客觀的分?jǐn)?shù)，以量化執(zhí)行功能，還可以提供關(guān)于執(zhí)行功能的表現(xiàn)和質(zhì)量等多方面信息，如策略使用信息等，為個性化的臨床干預(yù)提供指導(dǎo)，可作為現(xiàn)有的執(zhí)行功能評估工具的補(bǔ)充[22]。

WCPA于2019年由北京大學(xué)第一醫(yī)院康復(fù)醫(yī)學(xué)科引進(jìn)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(yàn)證了其在我國健康大學(xué)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(biāo)準(zhǔn)：①根據(jù)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(dú)立；③對本實(shí)驗(yàn)知情同意，并簽署知情同意書。

排除標(biāo)準(zhǔn)：①有中樞神經(jīng)系統(tǒng)疾病或精神疾病史，或患有其他可導(dǎo)致認(rèn)知功能障礙的疾?。虎谟捎诼犃?、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(jīng)北京大學(xué)第一醫(yī)院倫理委員會批準(zhǔn)(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(jī)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(diǎn)和任意一天的下午三點(diǎn)(45分鐘)；

周二當(dāng)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(wù)；

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(guān)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(dāng)天上午11:00前遛狗(半小時)；

周二中午12:00前打電話預(yù)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(wù)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(zhǔn)確數(shù)(準(zhǔn)確填入的項目數(shù))、總時間(完成任務(wù)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(guān)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(zhǔn)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(chǎn)生的練習(xí)效應(yīng)[22]，即由于對先前同一評估內(nèi)容產(chǎn)生了記憶，導(dǎo)致再次評估時結(jié)果有所改善[28]。本研究選用應(yīng)用最廣泛的等級Ⅱ進(jìn)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(rèn)知評估量表(Montreal Cognitive Assessment,MoCA)

MoCA 由Nasreddine 編制，是專用于輕度認(rèn)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(rèn)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(rèn)知功能正常，得分越高，認(rèn)知功能越好。

1.3 研究方法

評估前，評估者接受經(jīng)驗(yàn)豐富的作業(yè)治療師的培訓(xùn)，并通過考核。評估在安靜不被打擾的環(huán)境中進(jìn)行，除評估者和受試者外無其他人在場。評估者使用標(biāo)準(zhǔn)指導(dǎo)語，按照標(biāo)準(zhǔn)流程進(jìn)行評估。

1.3.1重測信度研究

使用WCPA-C 對30 例受試者進(jìn)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(nèi)相關(guān)系數(shù)(intraclass correlation coefficient,ICC)。

1.3.2區(qū)分效度

將55 例受試者根據(jù)MoCA 得分進(jìn)行分組，MoCA＜26 分為MCI 組(n=37)，MoCA≥26 分為認(rèn)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(jié)果。

1.4 統(tǒng)計學(xué)分析

采用SPSS 26.0 統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)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(jìn)行描述；計數(shù)資料以百分率表示。計算ICC值以檢驗(yàn)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(yàn)，顯著性水平α=0.05；進(jìn)一步進(jìn)行兩兩組間比較，采用Post-Hoc檢驗(yàn)，顯著性水平經(jīng)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(yàn)，顯著性水平α=0.05。

2 結(jié)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(biāo)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(jié)果比較(n=26)

2.2 重測信度

除計劃時間外，其他指標(biāo)的ICC 值均有統(tǒng)計學(xué)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(biāo)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(zhǔn)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(jié)果比較

3 討論

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

WCPA 的信度和效度在國內(nèi)外研究中已有所報道。懷寶玉等[27]對在讀大學(xué)生進(jìn)行了組內(nèi)和組間信度檢驗(yàn)，其中組內(nèi)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(jīng)發(fā)育障礙、輕度智力障礙及執(zhí)行功能障礙患者進(jìn)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(biāo)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(biāo)，其元認(rèn)知指數(shù)及總分與WCPA 得分具有顯著相關(guān)性，rs分別為-0.41 (P＜0.05)和-0.39 (P＜0.05)[24]。WCPA 彌補(bǔ)了傳統(tǒng)心理學(xué)測試的不足，在評估執(zhí)行功能時有其獨(dú)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(jié)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W(wǎng)CPA-C 有較高的重測信度。在重測信度研究中，一般ICC 值達(dá)到0.7以上時，認(rèn)為該指標(biāo)具有穩(wěn)定性[33]。在本研究中，準(zhǔn)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(biāo)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(xué)意義，說明該指標(biāo)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(wù)時采取的策略、認(rèn)知風(fēng)格、性格、經(jīng)驗(yàn)和文化背景[22]。因此，在WCPA-C 中，計劃時間需結(jié)合評估中對受試者表現(xiàn)的觀察進(jìn)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(xué)者提出計劃時間的另一種算法，即從任務(wù)開始至填入第二項安排的時間[22]，下一步研究中可驗(yàn)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(wù)可能會采取不同的應(yīng)對方式，從而導(dǎo)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(nèi)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(yīng)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?yàn)?，在? 次評估中，周歷活動對于受試者是一項全新的任務(wù)，而在第2 次評估時，受試者已經(jīng)對評估內(nèi)容有所了解，這樣的預(yù)理解可能會對第2 次評估的表現(xiàn)產(chǎn)生影響[32]。因此，第1、2 次評估間的結(jié)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(xí)效應(yīng)的影響，練習(xí)效應(yīng)的出現(xiàn)可能是因?yàn)槭茉囌咦兊酶邮煜y試環(huán)境、記住了測試項目或者學(xué)會了完成任務(wù)的有效策略，與記憶和策略的使用能力有關(guān)[34]。在懷寶玉等[27]對在讀大學(xué)生的研究中，大學(xué)生重測時的準(zhǔn)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(xí)效應(yīng)。Holmqvist等[32]對精神疾病、神經(jīng)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(jìn)行3 次測試，僅第1次與第3次評估的準(zhǔn)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(biāo)沒有統(tǒng)計學(xué)差異，說明可能存在練習(xí)效應(yīng)，但仍需進(jìn)一步證明?；谏鲜鲅芯?，本研究對中老年人群進(jìn)行3 次評估，旨在探究中老年人在3 次重復(fù)評估中是否存在練習(xí)效應(yīng)，及練習(xí)效應(yīng)在3 次評估間的變化趨勢。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，3 次評估間得分差異無統(tǒng)計學(xué)意義，表明以兩周為間隔時，中老年人在WCPA-C 評估中的練習(xí)效應(yīng)不顯著。這也說明，中老年人在WCPA 評估中的練習(xí)效應(yīng)不如大學(xué)生明顯，側(cè)面反映中老年人在記憶和策略使用能力方面不及大學(xué)生。在本研究中，盡管能夠觀察到受試者在評估間調(diào)整了完成周歷的方式，但練習(xí)效應(yīng)并沒有在得分的變化上得到證實(shí)，下一步可結(jié)合定性研究的方法對WCPA-C的練習(xí)效應(yīng)進(jìn)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(jìn)行重測。其中，準(zhǔn)確數(shù)和策略使用數(shù)較穩(wěn)定，當(dāng)準(zhǔn)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(jié)合評估中對表現(xiàn)的觀察進(jìn)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(zhǔn)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(rèn)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(xué)意義，不建議單獨(dú)使用總時間和計劃時間判斷中老年人是否存在認(rèn)知功能障礙，應(yīng)結(jié)合其他指標(biāo)及評估中的觀察進(jìn)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(yàn)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(jìn)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(rèn)為，計劃時間長是NC 組為了提高準(zhǔn)確數(shù)而采取的策略。Toglia[22]認(rèn)為，計劃時間受到多種因素影響，應(yīng)結(jié)合受試者在評估中的表現(xiàn)、個人因素、情景因素進(jìn)行綜合分析。本研究與Lahav 等的研究結(jié)果不相符，可能原因?yàn)?，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(kuò)大樣本量進(jìn)一步驗(yàn)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(yù)有重要的意義。本研究結(jié)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(rèn)知功能障礙風(fēng)險的個體，并且有望通過及早干預(yù)，預(yù)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(kuò)大樣本量，進(jìn)一步驗(yàn)證WCPA-C 的信度和效度，并采用隨機(jī)抽樣的方法，建立WCPA 在中國健康人群中的常模，為臨床應(yīng)用WCPA進(jìn)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。