強(qiáng)迫癥患者生活質(zhì)量狀況及其影響因素

楊建明 蘭光華

強(qiáng)迫癥是一種慢性致殘性焦慮障礙［1］，其生活質(zhì)量受到嚴(yán)重?fù)p害［2-6］。以往多采用健康狀況問卷(SF-36 量表)研究強(qiáng)迫癥患者的生活質(zhì)量［3-5］。近來，國外研究［6］多采用世界衛(wèi)生組織生活質(zhì)量評定量表簡表(WHOQOL-BREF)調(diào)查強(qiáng)迫癥患者的生活質(zhì)量，它是世界衛(wèi)生組織研制并推薦使用的一種普適性量表，它不僅有良好的信度、效度和反應(yīng)度，而且具有跨國家、跨文化的國際可比性的特點［7］。國內(nèi)較缺乏采用WHOQOL-BREF 研究強(qiáng)迫癥患者的生活質(zhì)量，因此，本研究采用WHOQOL-BREF 中文版調(diào)查強(qiáng)迫癥患者的生活質(zhì)量，并多因素分析其影響因素。

1 對象和方法

1.1 對象

1.1.1 病例組 選取2009 年1 月～7 月蘇州大學(xué)附屬第一醫(yī)院精神科門診的強(qiáng)迫癥患者。入組標(biāo)準(zhǔn):①符合美國《精神障礙診斷與統(tǒng)計手冊(第4 版)》(DSM-IV)強(qiáng)迫癥的診斷標(biāo)準(zhǔn);②年齡18～60 歲;③小學(xué)及以上受教育程度;④自愿參加研究，并簽署書面知情同意書。排除標(biāo)準(zhǔn):①患腦器質(zhì)性疾病、嚴(yán)重軀體疾病者;②酒精依賴及藥物濫用者;③合并其他精神疾病者;④漢密爾頓抑郁量表(HAMD)總評分大于20 分者。共入組78 例患者，男性43 例，女性35 例;平均年齡(24.80 ±6.60)歲;平均受教育年限(13.30 ±2.90)年;未婚或獨身48 例(61.50%)，已婚或再婚30 例(38.50%);居住在農(nóng)村29 例(37.20%)，居住在城鎮(zhèn)49 例(62.80%);疾病平均首發(fā)年齡(18.70±4.80)歲，平均病程(6.40 ±5.70)年;強(qiáng)迫觀念總評分(12.10 ±8.50)分，強(qiáng)迫行為總評分(10.30±7.40)分，Y-BOCS 總評分(22.40 ±7.70)分，自知力評分(2.01 ±1.16)分，其中得分2 分以上的患者有29 例(37.20%);HAMD 總評分(16.60±7.20)分;漢密爾頓焦慮量表(HAMA)總評分(11.30 ±5.40)分。

1.1.2 正常對照組 選擇同期蘇州大學(xué)附屬第一醫(yī)院門診體檢者，體檢結(jié)果正常，無嚴(yán)重軀體疾病及精神疾病，無精神疾病家族史。共入組60 人，其中男性30 人，女性30 人;平均年齡(23.30 ±7.50)歲;平均受教育年限(13.80 ±5.60)年;未婚或獨身36 人(60.00%)，已婚或再婚24 人(40.00%);居住在農(nóng)村21 人(35.00%)，居住在城鎮(zhèn)39 人(65.00%)。

病例組與對照組在年齡、受教育程度(t=-1.08，-0.68)及性別、婚姻狀況、居住地(χ2=0.38，0.03，0.22)差異均無統(tǒng)計學(xué)意義(P 均＞0.05)。

1.2 方法

1.2.1 臨床評定 評定工具:①自編一般情況調(diào)查表，包括性別、年齡、婚姻、受教育年限、首次發(fā)病年齡、病程等一般情況;②耶魯-布朗強(qiáng)迫量表(Y-BOCS)，前10 個條目評估患者強(qiáng)迫癥狀的嚴(yán)重程度，第11 條目評價自知力，評分2 分以上被認(rèn)為自知力受損;③漢密爾頓抑郁量表及漢密爾頓焦慮量表;④世界衛(wèi)生組織生活質(zhì)量評定量表簡表(WHOQOL-BREF)中文版［7］，包含26 個條目及四個因子(生理領(lǐng)域、心理領(lǐng)域、社會關(guān)系領(lǐng)域、環(huán)境領(lǐng)域)。對照組完成一般情況調(diào)查表及WHOQOL-BREF 量表測評。他評量表由兩名精神病學(xué)碩士研究生負(fù)責(zé)評定，評定員間一致性檢驗Kappa 值均大于0.80。

1.2.2 統(tǒng)計分析 采用SAS 8.1 統(tǒng)計軟件進(jìn)行分析，包括t 檢驗、χ2檢驗、Pearson 及Spearman 相關(guān)分析、多元逐步回歸分析，選入或剔除自變量的檢驗水平α=0.05。

2 結(jié) 果

2.1 兩組WHOQOL-BREF 各領(lǐng)域評分比較

病例組WHOQOL-BREF 各領(lǐng)域得分均低于對照組，差異有統(tǒng)計學(xué)意義(P ＜0.01)。見表1。

表1 兩組WHOQOL-BREF 評分比較(分，±s)

表1 兩組WHOQOL-BREF 評分比較(分，±s)

2.2 相關(guān)分析 相關(guān)分析顯示，Y-BOCS 總評分、強(qiáng)迫觀念總評分、HAMD 總評分均與WHOQOL-BREF 所有領(lǐng)域評分負(fù)相關(guān)(r=-0.28～-0.61，P ＜0.05 或0.01);強(qiáng)迫行為總分僅與生理領(lǐng)域評分負(fù)相關(guān)(r=-0.49，P ＜0.01);HAMA總評分與生理和心理領(lǐng)域評分均負(fù)相關(guān)(r=-0.27～-0.28，P ＜0.05)。見表2。

表2 病例組WHOQOL-BREF 的相關(guān)分析(r)

2.3 病例組生活質(zhì)量影響因素的多元逐步回歸分析

以WHOQOL-BREF 量表各領(lǐng)域得分為因變量，以強(qiáng)迫觀念總評分、強(qiáng)迫行為總評分、HAMD總評分、HAMA 總評分、自知力得分及性別、年齡、受教育年限、病程等一般情況為自變量，進(jìn)行多元逐步回歸分析。分析顯示，強(qiáng)迫行為總評分、HAMD 總評分和HAMA 總評分進(jìn)入“生理領(lǐng)域”回歸方程;在“心理領(lǐng)域”回歸方程中除HAMA 總評分外其余自變量均進(jìn)入方程;強(qiáng)迫觀念總評分、強(qiáng)迫行為總評分及HAMD 總分進(jìn)入“社會領(lǐng)域”回歸方程;強(qiáng)迫觀念總評分和HAMD 總分進(jìn)入“環(huán)境領(lǐng)域”回歸方程。見表3。

表3 病例組WHOQOL-BREF 領(lǐng)域得分影響因素的多元逐步回歸分析(β)

3 討 論

WHOQOL-BREF 在神經(jīng)癥患者中使用時具有良好的信度和效度。本研究采用此量表調(diào)查強(qiáng)迫癥患者的生活質(zhì)量，顯示強(qiáng)迫癥患者生活質(zhì)量的生理領(lǐng)域、心理領(lǐng)域、社會領(lǐng)域、環(huán)境領(lǐng)域方面均受到損害，與國內(nèi)外研究［2-6］結(jié)果一致。

眾多研究［4-6］顯示，共病抑郁癥或伴抑郁癥狀是強(qiáng)迫癥患者生活質(zhì)量的重要影響因素。本研究雖然排除了共病抑郁癥病例的入組，但仍顯示抑郁情緒對強(qiáng)迫癥患者的生活質(zhì)量具有重要影響。臨床診療過程中應(yīng)重視對抑郁情緒的關(guān)注與處理［8］。

本研究顯示，強(qiáng)迫行為進(jìn)入生理領(lǐng)域的回歸方程，然而強(qiáng)迫觀念未進(jìn)入。提示強(qiáng)迫行為對生活質(zhì)量生理領(lǐng)域有影響。強(qiáng)迫癥患者反復(fù)過度的強(qiáng)迫行為，耗費大量的時間，干擾患者的日?；顒?，容易引起患者身體勞損及睡眠障礙。例如患者因怕污染而過度洗滌，不僅嚴(yán)重消耗體力，而且容易導(dǎo)致皮膚皸裂、瘙癢、刺激性皮炎等，這些因素可導(dǎo)致生理損害。

回歸分析顯示，強(qiáng)迫觀念進(jìn)入生活質(zhì)量各個領(lǐng)域回歸方程。然而，Wenzke 等［6］的研究顯示強(qiáng)迫行為總分進(jìn)入WHOQOL-BREF 的生理領(lǐng)域、心理領(lǐng)域、環(huán)境領(lǐng)域回歸方程，強(qiáng)迫觀念總分未進(jìn)入任何領(lǐng)域的回歸方程。Maseliis 等［9］研究采用分層回歸分析，結(jié)果顯示強(qiáng)迫觀念總分及貝克抑郁問卷總分對強(qiáng)迫癥患者的生活質(zhì)量有顯著的預(yù)測作用，強(qiáng)迫行為總分對生活質(zhì)量無預(yù)測作用。這些研究結(jié)果存在分歧。生活質(zhì)量評定工具的不統(tǒng)一可能是原因之一。此外，分析強(qiáng)迫思維與行為對患者生活質(zhì)量的影響其立題本身是否科學(xué)，也是一個值得深究的問題，畢竟，多數(shù)情況下，強(qiáng)迫行為是繼發(fā)于強(qiáng)迫思維產(chǎn)生的，兩者常常相伴相隨，因此，目前有研究［10］從癥狀群的角度考察強(qiáng)迫癥狀對生活質(zhì)量的影響。

后繼研究可進(jìn)一步從心理、社會、環(huán)境等多方面探討強(qiáng)迫癥患者生活質(zhì)量的影響因素，為改善強(qiáng)迫癥患者的生活質(zhì)量提供切入點。此外，也可嘗試從癥狀群的角度研究強(qiáng)迫癥狀對生活質(zhì)量的影響。

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