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''s α 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''s α 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''s α 系数检验量表信度。结果 MDQ 的 Cronbach''s α 系数为 0.784（95%CI：0.718～0.840,P＜ 0.01）,HCL-32 的 Cronbach''s α 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。     

中文版心境障碍问卷在双相Ⅱ型障碍患者中的应用

目的研究中文版心境障碍问卷（MDQ）在双相Ⅱ型障碍患者中的信度、效度等方面的应用效果。方法使用中文版MDQ对56例双相Ⅱ型障碍患者测评,其中22例患者（39．28％）在8～14d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MDQ得分的影响无显著性意义（P值分别为0．31、0．49）。因子分析显示特征值〉1的因子有4个,特征值分别为2．85、1．82、1．63、1．58,4个因子对总方差的累积贡献率为60．6％。内部因子一致性分析MDQ全量表的Cronbach’s alpha值为0．72。MDQ重测相关系数为0．66,有显著性意义。两次测评中,MDQ中13项条目应答一致率为47．1％～88．2％。患者的MDQ得分范围为0～12分,有27例患者的MDQ得分≥7分（48．21％）。13项条目阳性回答率为23．5％～74．5％。结论中文版MDQ经在双相Ⅱ型患者中初步测试,其信度、效度基本满足心理测量学要求,可在中国患者中应用。     

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...     

应用轻躁狂检测清单甄别抑郁症中可能存在的双相障碍

目的 通过轻躁狂检测清单(HCL-32)测评结果甄别抑郁症中可能存在的双相障碍.方法 对128例抑郁症患者应用软双相建议性诊断标准进行诊断,并比较软双相与非软双相抑郁症患者HCL-32的差异.结果 (1)128例抑郁症患者中,HCL-32评分0～19(5.7±4.7)分;(2)是否软双相抑郁者分别为15例和113例,HCL-32评分分别为[(9.4±6.7)分vs(5.2±4.2)分,t=3.40,P=0.001],是否宽松软双相抑郁者HCL-32评分分别为[(7.8±5.6)分vs(4.3±3.4)分,t=4.34,P=0.000],有无双相障碍家族史者HCL-32评分分别为[(9.2±6.8)分vs(5.4±4.4)分,t=2.39,P=0.018],有无躁狂转相史者HCL-32评分分别为[(8.6±7.3)分vs(5.3±4.3)分,t=2.05,P=0.043],有无环性人格或明显外向者HCL-32评分分别为[(8.4±5.7)分vs(5.3±4.4)分,t=2.58,P=0.011],有无旺盛性人格素质者HCL-32评分分别为[(9.0±6.7)分vs(5.0±3.9)分,t=3.90,P=0.000],有无边缘性人格者HCL-32评分分别为[(8.6±4.3)分vs(5.4±4.7)分,t=2.22,P=0.028],是否呈发作性病程者HCL-32评分分别为[(8.9±5.7)分vs(5.2±4.3)分,t=3.19,P=0.002];(3)男女患者HCL-32评分分别为[(4.3±3.7)分vs(6.6±5.1)分,t=2.87,P=0.005];(4)有抑郁症家族史者、有自杀家族史者、发病年龄≤25岁者、有非典型抑郁者、有精神运动抑制者、有精神病性抑郁者、有生物节律明显者HCL-32评分与对应组的差异无统计学意义;(5)HCL-32＞7分37例(28.9%),＞10分17例(13.3%),＞14分7例(5.5%),其中＞10分者所占比例与软双相所占比例接近.结论 HCL-32＞10分可能有助于在抑郁症患者中筛选诊断双相障碍.     

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.     

中文版心境障碍问卷在双相Ⅰ型障碍中的应用

目的:研究中文版心境障碍问卷(MDQ)在双相I型障碍患者中的信度与效度。方法:使用中文版MDQ对131例双相I型障碍患者测评,其中90例患者(68.7%)在8～14d重测。结果:双相I型障碍患者在接受测评时心境状态与MDQ得分无显著相关。因子分析显示,2个因子的特征值分别为2.48、2.20,对总方差的累积贡献率为36.0%。内部一致性分析显示,MDQ全量表、因子I及因子IICronbach’salpha值分别为0.63、0.63及0.54。MDQ重测相关系数为0.57(P<0.05)。两次测评中,MDQ中13项条目应答一致率为61.1%～88.9%。患者的MDQ得分范围为2～13分,患者的MDQ得分≥7分时,例数增加明显。13项条目阳性回答率为38.9%～92.4%。结论:中文版MDQ信度、效度基本满足心理测量学要求。     

32项轻躁狂症状清单划界分高低人群的临床特征

目的:了解32项轻躁狂症状清单(HCL-32)划界分值高低人群的临床特征。方法:对1726例精神科门诊和住院部连续就诊的抑郁障碍患者采用HCL-32、简明国际神经精神访谈(MINI)进行评估。根据HCL-32得分结果,将患者分为HCL-32≥14且MINI单/双相、10≤HCL-32<14且MINI单/双相和HCL-32<10且MINI单相共5组,进行临床特征的分析。结果:有效完成问卷评分1487例,MINI诊断为双相障碍者360例(24.2%),以HCL-32≥14为划界值诊断为双相障碍者532例(35.8%),两种诊断方法差异有统计学意义(P<0.05)。各组间在性别、文化程度、婚姻状况、工作状况、首次发病年龄上差异均有统计学意义(P<0.05);10≤HCL-32<14且MINI单相组和HCL-32<10且MINI单相组在年龄、性别、婚姻状况、首次发病年龄上差异无统计学意义。HCL-32阳性回答条目数从高到低依次为HCL-32≥14且MINI双/单相组、10≤HCL-32<14且MINI双/单相组、HCL-32<10且MINI单相组。HCL-32≥14且MINI单/双相组抑郁发作更频繁、伴有更多的不典型特征、自杀观念行为、精神病性症状和具有周期性/季节性特点,有更多阳性家族史、既往曾被诊断过双相、目前更多使用抗抑郁剂以及情感"高涨"状态持续时间长于HCL-32<10且MINI单相组。结论:HCL-32≥14且MINI单/双相患者较HCL-32<10且MINI单相患者具有更多的临床特征,双相障碍的可能性更大。     

双相障碍Ⅰ型首发躁狂患者7年随访研究

目的:探讨双相障碍Ⅰ型(BD-I)首发躁狂患者7年间疾病发作特点及影响预后的因素。方法:对2011年10月至2013年10月本院门诊和住院首发躁狂BD-I患者进行7年随访;收集入组者人口学资料及其随访后的变化、7年间纵向疾病特征、治疗情况等资料;随访结束时进行药物依从性评定量表(MARS)及整体功能评定量表(GAF)评估。结果:共有101例患者完成7年随访;发病年龄(24.82±6.61)岁;首次发病至接受治疗的时间为10 d;随访7年后,患者体质量指数(t=3.445)、无业/失业比例(χ~2=17.756)、再婚比例(χ~2=5.698)、分居/离异比例(χ~2=20.404)明显高于首发时(P均0.01);1年内复发40例(39.6%);7年间平均发作(4.95±1.81)次,躁狂发作次数为抑郁发作的4倍,只有躁狂发作者32例(31.7%);MARS总分(5.75±2.73)分,GAF总分(67.12±10.02)分,63例患者(62.4%)功能不良。多元线性回归分析显示,GAF总分与7年间总发作次数(t=-2.512)、易激惹型躁狂发作占比(t=-2.211)、伴精神病性症状发作占比(t=-2.205)呈负相关,与7年间只有躁狂发作呈正相关(t=2.281)(P均0.05)。结论:BD-I首发躁狂患者7年间以躁狂发作为主,62.4%患者存在社会功能不良;复发次数越多、易激惹型躁狂和伴精神病性症状发作次数越多,患者远期社会功能越差。单纯躁狂发作患者远期社会功能相对良好。     

双相Ⅱ型情感障碍的临床研究进展

本文就双相Ⅱ型情感障碍的诊断、患病率及治疗情况作一个综述。     

双相障碍躁狂发作和抑郁障碍患者心理理论研究

目的 比较双相障碍躁狂发作和抑郁障碍患者心理理论（theory of mind,ToM）损害及其错误类型与临床症状的相关性。方法 纳入躁狂发作患者54例,抑郁障碍患者54例,健康对照者52名。采用中文版社会认知视频测查工具（Chinese version of the movie for the assessment of social cognition,MASC-C）评估被试ToM能力,计算被试在MASC-C任务中正确得分及三种错误ToM得分（包括“ToM-过度”、“ToM-不足”及“没有-ToM”）。躁狂发作组采用杨氏躁狂量表（Young manic rating scale,YMRS）评定躁狂症状,抑郁障碍组使用24项汉密尔顿抑郁量表（24-item Hamilton depression scale,HAMD-24）评估抑郁症状。结果 躁狂发作组和抑郁障碍组MASC-C总分均低于对照组[25.0(23.0,28.0)、29.5(25.0,32.0) vs. 31.5(29.3,33.0),均P<0.01]。躁狂发作组“ToM-过度”得分高于其他两组[9.5(8.0,10...     

冲动性在双相Ⅰ型躁狂发作认知功能损害中的作用

目的 探讨冲动性在双相Ⅰ型躁狂发作患者认知功能损害中的作用.方法 选择本院2018年7月～2020年7月100例双相Ⅰ型躁狂发作患者,设为观察组,另选择100例进行心理测试的正常人群,设为对照组.采用重复性成套神经心理状态测验(RBANS)评价两组的认知功能,采用中文版Barratt-11冲动性量表(BIS-11)评价...     

双相I型障碍躁狂发作患者高尿酸血症发生率及其影响因素的研究

目的：探讨双相 I 型躁狂发作患者高尿酸血症（HUA）的发生率及其影响因素。方法：检测77例双相 I 型躁狂发作住院患者（患者组）和77名健康对照者（正常对照组）血清尿酸水平,同时检测体质量、腰臀比、血压及三酰甘油（TG）水平。结果：患者组 HUA 的发生率28.6%（22例）显著高于正常对照组7.8%（6例）（χ2=11.18,P <0.01）。平均血清尿酸水平患者组（365.19±103.45）μmol/ L显著高于正常对照组（301.77±76.04）μmol/ L,差异有统计学意义（F =25.70,P <0.01）;男性血清尿酸水平高于女性[（381.43±99.02）vs（291.38±70.33）]μmol/ L（F =50.08,P <0.01）。相关分析显示,患者组中性别与血清尿酸水平呈负相关（r =-0.56,P <0.01）;TG 水平与血清尿酸水平呈正相关（r =0.419,P <0.01）。结论：双相 I 型障碍躁狂发作患者 HUA 发生率增加并与性别、血清 TG 水平相关。     

双相障碍躁狂发作患者反应抑制能力的研究

目的:探讨双相障碍躁狂发作患者反应抑制能力。方法:对15例双相障碍躁狂发作患者(患者组)在执行Go/Nogo任务的同时进行事件相关电位(ERP)检测;采集前额区、中央区和顶叶区的N2和P3波幅;并与16位性别、年龄及受教育情况相匹配的健康对照者(对照组)比较。结果:患者组前额区Go-N2波幅明显高于对照组(P0.05);Nogo-N2波幅各脑区与对照组相比差异无统计学意义。前额区Go-P3波幅及前额区、中央区的Nogo-P3波幅显著低于对照组(P0.05或P0.01)。结论:双相障碍躁狂发作患者认知控制能力受损,体现在早期冲突觉察监控阶段以冲动性为主,认知控制加工的晚期阶段为认知资源投入不足。     

双相障碍Ⅰ型首发躁狂患者7年后功能结局及其影响因素研究

目的 了解双相障碍Ⅰ型(bipolar disorder-I,BP-Ⅰ)首发躁狂患者7年后的功能结局,探讨不良结局可能的影响因素.方法 纳入杨氏躁狂量表≥20分、年龄18～60岁的单次躁狂发作患者,共147例.通过自然观察随访,于第2年、第4年、第7年随访,收集人口学特征、疾病特征、治疗情况、复发情况等资料,末次随访采...     

伴精神病性症状躁狂首发双相障碍Ⅰ型患者疾病特征及长期功能预后北大核心CSCD

目的比较伴与不伴精神病性症状躁狂首发双相障碍I型患者人口学特征、疾病特征、治疗情况,以及7年后的整体功能水平。方法纳入2011年10月至2013年10月首次躁狂发作患者147例,根据首次发作是否伴精神病性症状,分为伴精神病性症状组和不伴精神病性症状组。收集首次发作时人口学特征,社会支持评定量表(social support rating scale,SSRS)评分、精神疾病家族史、是否伴自杀行为、是否伴3级及以上危险行为、是否伴精神病性症状等疾病特征,复发情况和治疗情况。于第2年、第4年、第7年进行随访,收集复发情况、复发次数、是否伴精神病性症状、是否伴自杀或3级及以上危险行为、治疗情况等资料。第7年末次随访时采用整体功能评定量表(global assessment function,GAF)评估整体功能水平。结果101例(68.7%)患者完成7年随访。伴精神病性症状组33例(32.7%)。伴精神病性症状组与不伴精神病性症状组相比,首次发作时SSRS总分(36.85±9.81 vs.40.93±8.57)、主观支持分(21.24±5.37 vs.23.72±4.85)、客观支持分(7.27±3.10 vs.8.78±3.35)较低(P<0.05);首次发作接受治疗时,伴精神病性症状组首选抗精神病药物者比例高(60.6%vs.36.8%,P=0.024);伴精神病性症状组首次急性期治疗时间长于不伴精神病性症状组[(42.58±20.92)d vs.(35.13±14.04)d,P=0.039]。7年间伴精神病性症状组伴精神病性症状发作次数占比[0.67(0.33,0.95)vs.0.00(0.00,0.25)]、伴自杀行为的抑郁发作次数占比[0.00(0.00,1.00)vs.0.00(0.00,0.00)]、伴3级及以上危险行为躁狂发作次数占比[0.33(0.00,0.58)vs.0.00(0.00,0.33)]高于不伴精神病性症状组(P<0.05)。7年后,伴精神病性症状组GAF分低于不伴精神病性症状组(64.18±10.15 vs.68.54±9.71,P=0.039)。结论与不伴精神病性症状首发躁狂患者相比,伴精神病性症状首发躁狂患者自杀、暴力攻击行为发生率高,首次治疗时以抗精神病药物为主、急性期治疗时间长,7年后功能结局差。     

双相Ⅰ型与双相Ⅱ型障碍临床特征比较分析

目的 对双相I型与双相II型障碍患者人口学与临床特征进行比较,为更好地识别与治疗双相障碍提供临床依据.方法 于2008年11月至2009年10月间,对广州医学院附属精神病医院、暨南大学第一附属医院、广州医学院第二附属医院156例临床诊断为情感性精神障碍的患者进行"DSM-IV轴I障碍用临床定式检查(病人版)"再诊断,对符合DSM-IV双相I型与双相II型障碍标准的患者分别进行自编人口学及临床特征问卷、大体功能评定量表、杨氏躁狂量表、蒙哥马利抑郁量表评定.结果 完成的151例再诊断中,发现双相I型72例、双相II型39例.原诊断为抑郁症的患者中有35.5%符合双相II型诊断,4.8%符合双相I型诊断.双相I型精神病性症状出现率(62.5%vs25.6%,X2=13.75,P<0.001)、情感稳定剂使用率(95.8%vs64.1%,X2=19.64,P<0.001)、超重/肥胖率(38.4%vsl7.9%,X2=5.14,P=0.023)、杨氏躁狂量表评分(15vs2,Z=-5.68,P<0.001)高于双相II型;而后者轻躁狂相(Z=-2.85,P=0.004)、抑郁相次数(3vs1,Z=-4.42,P<0.001)明显多于双相I型.双相II型以抑郁首发为常R,(76.9%vs55.6%,X2=4.96,P=0.026),且抑郁的非典型特征(23.l%vs5.6%,X2=5.91,P=0.015)、既往自杀未遂率(41.0%vsl3.9%,X2=10.39,P=0.001)、蒙哥马利抑郁量表评分(13vs5,Z=-3.64,P<0.001)均高于双相I型.两亚型在性别、年龄、教育水平、婚姻、职业等人口学指标上差异无统计学意义.结论 双相I型与双相II型临床特征间存在较为明显的差异,将它们视为不同障碍更符合疾病本身的特点.双相II型易误诊为单相抑郁,其自杀未遂率高,临床上迫切需要引起足够重视.     

奥卡西平和碳酸锂治疗双相障碍躁狂发作患者的对照研究

目的：比较奥卡西平和碳酸锂治疗双相障碍躁狂发作的疗效和安全性。方法：70例双相障碍躁狂发作患者随机分为奥卡西平组和碳酸锂组各35例,分别给予奥卡西平和碳酸锂治疗8周。以Bech-Rafaelsen躁狂量表（BRMS）、临床疗效总评量表-病情严重程度（CGI-SI）以及治疗中出现的症状量表（TESS）评定疗效及不良反应。结果：两组治疗后BRMS、CGI-SI评分均较治疗前显著下降（P〈0.05或P〈0.01）;两组间比较差异无统计学意义（P〉0.05）;两组不良反应均为轻度。结论：奥卡西平治疗双相障碍躁狂发作的疗效与碳酸锂相当,不良反应轻。     

双相情感障碍躁狂发作患者攻击行为 与执行功能的相关性

目的 探讨双相情感障碍躁狂发作患者攻击行为与执行功能之间的相关性。方法 采用 修订版外显攻击行为量表（MOAS）对2018 年6 月—2019 年2 月在山东省精神卫生中心门诊就诊或者住 院治疗的164例双相情感障碍躁狂发作患者攻击行为进行评定，MOAS评分≥5分为攻击组，MOAS＜5分 为非攻击组。用威斯康星卡片分类测验（WCST）评估受试者的执行功能，用贝克-拉范森躁狂量表（BRMS） 评估受试者的临床症状。结果 双相情感障碍躁狂攻击组患者BRMS总分［（25.78±4.32）分］高于非攻击组 ［（24.69±4.29）分］（P＜0.05），攻击组WCST正确数［（42.52±7.23）分］、分类数［（7.61±3.48）分］低于非攻 击组［（44.29±9.14）、（8.06±2.12）分］；错误数［（43.03±8.43）分］、持续错误数［（29.08±5.55）分］、非持 续错误数［（26.84±5.78）分］均高于非攻击组［（41.32±8.18）、（28.58±7.22）、（25.03±5.80）分］，差异有统 计学意义（P＜ 0.05），双相情感障碍躁狂患者MOAS 评分与WCST错误数、持续性错误数、非持续性错误 数呈正相关（P＜ 0.05），与分类数呈负相关（P ＜ 0.05）。结论 双相情感障碍躁狂患者攻击行为与执行 功能存在相关性，执行功能受损可能与双相情感障碍躁狂攻击行为的发生机制有关。     

碳酸锂单用与合并阿立哌唑治疗双相障碍I型躁狂发作患者的随机对照研究

目的:探讨碳酸锂单用及合并阿立哌唑治疗双相障碍I型躁狂发作患者的疗效和安全性。方法:86例门诊双相障碍I型躁狂发作患者被随机分为联合组(碳酸锂+阿立哌唑治疗)和单药组(碳酸锂单药治疗),疗程8周。分别在治疗前、治疗2、4、8周进行杨氏躁狂量表(YMRS)和汉密顿抑郁量表(HAMD)-17项评定,采用治疗中出现的症状量表(TESS)评定不良反应。结果:治疗前两组YMRS评分差异无统计学意义;治疗2、4、8周后联合组YMRS减分值明显高于对照组(P0.05或P0.01);治疗前后两组HAMD均7分;两组TESS评分差异无统计学意义。结论:碳酸锂联合阿立哌唑治疗双相障碍I型躁狂发作较单用碳酸锂起效快,症状改善更明显,且未见不良反应明显增加。