客观评估患有注意力缺陷/多动障碍和/或循环胸腺气质的成人临床样本的运动活动

背景

大多数关于运动活动模式的研究都是针对患有情绪障碍的成年人进行的，但很少有研究调查共病性注意力缺陷/多动障碍(ADHD)或可能影响临床病程和症状的气质因素。循环胸腺气质(CT)与功能障碍特别相关。临床特征定义了这两种疾病，但客观的，这些疾病的生物学标记物可以提供关于病理生理学和分类的重要见解。

方法

研究招募了76名需要ADHD、情绪障碍或焦虑症诊断评估的患者。进行综合诊断评估，包括孟菲斯、比萨、巴黎和圣地亚哥气质评估CT量表-自动问卷(TEMPS-A)、神经心理测试和活动描记。根据DSM-IV标准诊断ADHD。在这个临床样本中有一系列不同的情况，但在这里我们报告了CT和ADHD与运动活动的关系。招募了29名健康对照。我们使用线性和非线性数学方法分析运动活动时间序列，特别关注活动记录中的活动和非活动时期。

结果

40名患者符合ADHD标准，其余接受其他精神病诊断(临床对照)。42例符合CT检查标准。22例患者符合ADHD和CT的标准，18例患者符合ADHD不加CT的标准，15例患者不加CT。在总样本和ADHD亚样本中，有CT的患者的活动/不活动时间比明显低于没有CT的患者。

结论

CT与客观评估的运动活动变化有关，这意味着这些患者调节运动行为的系统不同于健康对照组和没有CT的临床对照组。研究结果表明，活动成像可以补充CT和ADHD的临床评估，并可能为CT提供客观标记。

注意缺陷/多动障碍(ADHD)和情绪障碍是严重的健康问题，在儿童和成人中都是如此，并且经常在同一患者中发现[1]。越来越需要识别这些疾病的生物学标记物，以深入了解其病理生理和分类[2]。运动活动的改变是这两种疾病的显著特征[3.，4]，但这些发现并不经常应用于常规临床实践。

对活动图变异性和复杂性的数学分析表明，ADHD患者在总活动水平上与正常对照没有差异，但在短期记录中，使用傅里叶分析，频谱高频部分的变异性增加[3.]。在研究儿童多动症时，多动症的症状主要是在特定情况下无法调节活动。然而，多动症并不是指在不同时间和情况下的高水平活动。在阅读课上过度活动是可以预料的，但在体育课上则不然[5]。抑郁症患者在短期记录中与对照组不同，其活动水平较低，标准差测量的变异性增加[6]。在研究患者和健康对照者的活动记录时，很明显，个体内部变异性非常高，通常近似等于平均值。通常有很长一段时间不间断的零或非常低的活动计数，这不仅发生在夜间，相反，有很长一段时间持续的活动[7]。以前人们认为行为事件之间的时间间隔通常是随机的，遵循指数分布，因此在对数线性图上给出一条直线(概率与等待时间)，这意味着非常长的事件间隔时间应该非常罕见。现在有越来越多的证据表明，许多不同类型的人类活动都以活动的突然爆发为特征，中间间隔着长时间的不活动，例如发电子邮件或打电话。8，9]。这些行为将遵循重尾分布，并且在对数-对数图(概率与等待时间)上，这将显示为一条直线，暗示幂律分布。

有了这样的背景，并使用活动记录仪来测量活动，先前的研究表明，抑郁症患者和精神分裂症患者的活跃期和不活跃期的分布是不同的，而这些分布又与健康对照者不同[7，10，11，12]。此外，Nakamura等人发现，小鼠的运动活动组织也表现出类似的模式，其休息时间的分布服从幂律分布[13]。

在先前的一项研究中，使用Conner 's Continuous Performance Test II的数据，ADHD患者在变异性和复杂性的测量上与临床对照不同，患者样本与本研究样本相同。然而，这些变化仅适用于满足循环胸腺气质(CT)标准的ADHD患者亚组[14]。情绪增强、情绪不稳定和对外部刺激的超敏反应是CT的特征[15]。CT可能被理解为与双相情感障碍相关的一种特征，双相情感障碍是一种阈下抑郁和轻躁狂的慢性疾病[16而不要与DSM-IV型循环胸腺疾病混淆。然而，循环胸腺障碍是双相情感障碍的一种亚型，其特征是慢性但不那么极端的情绪状态[17，18]。在情感性障碍患者以及成年ADHD患者中，CT的患病率相对较普遍，并且与功能障碍的关系尤为密切[19，20.]。

本研究的目的是重新分析我们之前的ADHD和情绪障碍患者的活动记录，以确定活动和静息期的分布是否可以用于区分1)ADHD患者与正常对照和情绪和焦虑障碍患者;2)有CT的患者来自没有这种气质的患者;3)有CT的ADHD患者与无CT的ADHD患者。

道德声明

挪威区域医学研究伦理委员会批准了该研究方案。所有参与研究的参与者都获得了书面知情同意。

主题

在一家私人精神科诊所，连续新转诊的ADHD或情绪/焦虑障碍的诊断评估被招募为参与者。排除标准是不会说挪威语和不能遵守研究方案。共纳入104例患者。由于后勤问题、患者忘记佩戴活动记录仪和记录不完整等原因，我们无法获得28例患者6天的完整记录。因此，本文提供了76例患者的活动图数据。大多数病人(n= 49)未服用精神药物。其余的人服用抗抑郁药或情绪稳定剂，其中两人服用低剂量的抗精神病药物。在转诊时使用药物的患者在活动记录期间继续正常使用这些药物。

对照组包括五名医学生，四名来自初级保健办公室的无严重医学或精神症状的患者，以及来自卑尔根大学或精神疗养院的20名员工。所有受试者都没有情绪或精神障碍病史。对照组是在之前的两篇论文中提出的另一项研究中招募的[6，21]。对照组使用与患者相同的活动记录仪。

精神病学评估

所有患者的诊断评估均由KM或WF通过标准的临床访谈进行，并在可能时辅以间接来源的信息。此外，还采用了以下评估工具:

迷你国际神经精神病学访谈(MINI Plus，版本5.0.0)，基于模块的半结构化访谈，用于DSM-IV和ICD-10诊断[22，23];蒙哥马利-阿斯伯格抑郁症评定量表(MADRS)，一种评估抑郁症的标准工具[24];以及成人注意力缺陷多动障碍自我报告量表(ASRS)，这是世界卫生组织用来衡量成人注意力缺陷多动障碍当前症状的评定量表。ASRS包括18个问题，这些问题遵循DSM-IV的ADHD标准，分为五分制(0 =从不，4 =经常)，得分范围从0 - 72。项目1-9包括注意力不集中的症状，项目10-18包括多动和冲动[25，26]。我们还使用了温德犹他评定量表，25题版本(wars -25)，这是一种25题自评量表，旨在评估儿童多动症的症状和体征，使用五点李克特量表(0 =从不，4 =经常)，产生0 - 100分的可能得分范围。27]。wars -25已在挪威的先前研究中使用[25]。

心境障碍问卷(MDQ)被用作双相情感障碍的筛查工具。这是一个自我报告表格，由13个问题组成，得分为“是”或“否”。对至少7个问题有肯定的回答，并证实这些症状同时出现并引起了问题，则表明患有双相情感障碍[25，28]。我们还使用了循环情绪量表(Cyclothymic Temperament Scale)，这是一种自我报告表格，根据阿基斯卡尔的定义，包含21个CT问题。此量表是较大的tempa自动问卷的一部分[19，29，30.]。最后，我们使用了医院焦虑和抑郁量表(HADS)，这是一种用于检测当前抑郁和焦虑状态的自我评估表格，已被广泛使用，包括在挪威[31]。在对所有可用信息进行评估后，根据DSM-IV标准，在对每个病例进行讨论后做出共识诊断。

运动活动记录

使用活动仪监测运动活动(Actiwatch;剑桥神经技术公司，剑桥，英国)戴在右手腕上。活动通过一个压电加速度计在Actiwatch上测量，该加速度计被编程为记录所有方向上运动的强度、数量和持续时间的集成。采样频率为32 Hz，超过0.05 g的运动将被记录。产生相应的电压，并作为活动计数存储在Actiwatch的存储单元中。在活动图研究中，以32Hz记录并分析一分钟平均值是常用的方法[32]。我们使用的活动记录仪(Actiwatch;剑桥神经技术公司(Cambridge NeuroTech, Cambridge, UK)以这种格式提供数据。然而，使用这种方法和数据格式，以及频率为16-20Hz的松散运动数据，并不是一个重要的问题，正如Khusainov [33]。计数的数量与移动的强度成正比。选择右手腕是为了让参与者更方便，因为大多数人都把手表戴在左手腕上，在同一只手臂上戴两个这样的设备被认为是很麻烦的。先前的研究表明，左右手腕之间的差异很小[34，35]。每隔一分钟记录一次总活动计数，持续六天。

数学分析

对于运动活动时间序列，我们计算了平均活动，标准差(SD)，以平均值的百分比表示，以及均方根连续差(RMSSD)，以平均值的百分比表示[3.，36]。然后将每个记录的间隔(一分钟)定义为活动或不活动。活跃计数定义为该参与者在整个记录期间(8640分钟)的平均值的10%以上(或等于10%)。非活动计数被定义为低于该参与者整个记录期间(8640分钟)平均值的10%。我们采用了10%的阈值，因为这与我们之前对抑郁症和精神分裂症患者的研究中使用的阈值相同[7我们发现了这个值的组之间有意义的差异。建立该方法的Nakamura测试了几个不同的阈值，不同阈值的结果非常相似[11]。一个活动周期被定义为连续的计数序列。同样的原则也适用于不活跃的时期。每段录音被分成活跃或不活跃的时间段，长度从一分钟开始。对于每个记录，确定活动或非活动时间段长度≥a分钟的累积概率(P)。对于活动和非活动时间段，使用以下A值:1-5(间隔1分钟)和6-101(间隔5分钟)。对于每个参与者，计算以下数字:整个记录周期的平均活动次数，活动和非活动时间的平均持续时间，最长的活动和非活动时间。根据以往使用该方法的研究[7，10，14]，我们在对数-对数图上绘制了P与A的关系，使用了活动期1-35分钟和非活动期1-20分钟的长度，并使用最小二乘法计算了最适合数据的直线斜率(缩放指数)。斜率为负，绝对值在表中给出。我们还计算了长度(a)为36分钟或更长时间的活动周期的数量(表示为所有活动周期的%)，以及长度(a)为21分钟或更长时间的非活动周期的数量(占所有非活动周期的%)。

统计数据

采用单因素方差分析(ANOVA)评价组间差异，采用事后Bonferroni检验。当检验多个假设时，Bonferroni校正对多个比较进行调整，显著性水平调整以避免假阳性结果[37]。分类资料采用卡方检验处理，Pearson相关系数评价相关性。使用协方差分析(ANCOVA)评估年龄和性别的影响。SPSS软件(v. 25;采用IBM SPSS, Armonk, NY, USA)进行统计分析。

临床组女性35例，男性41例，平均年龄37.9岁(SD = 10.9，范围17-61)。对照组女性18例，男性11例，平均年龄37.8岁(SD = 13.3，范围21 ~ 66岁)。表格1为患者的临床特征，根据有无ADHD、有无CT进行分组。性别分布在ADHD组和CT组之间无显著差异。对于存在或不存在ADHD组，ADHD患者的WURS和ASRS得分明显更高。在有无CT组中，有CT的患者明显更年轻，ASRS、MADRS和MDQ以及HADS抑郁和焦虑量表得分明显更高。此外,表1显示了四组患者的临床特征:同时存在ADHD和CT的患者;仅患有ADHD的患者;仅行CT检查的患者;以及既没有多动症也没有CT的人。WURS、ASRS、MADRS、MDQ和HADS抑郁评分组间单因素方差分析差异有统计学意义。通过Bonferroni校正，我们发现ADHD和CT患者的WURS和ASRS得分明显高于非ADHD患者组。此外，ADHD和CT患者的MDQ得分明显高于未进行CT的两组患者。

数字1这是一位同时患有ADHD和CT的患者的6天活动图记录。表格2介绍了ADHD患者、非ADHD患者和对照组的活动记录特征。两组患者的Bonferroni平均活动评分均显著低于对照组。与对照组相比，两组患者的RMSSD变异性测量和最长非活动序列估计值均有统计学显著升高(ANOVA)，尽管这些差异仅在ADHD组具有邦费罗尼显著性。此外，两组患者最长的非活动序列和活动周期的标度指数均有统计学意义(ANOVA)较高，≥36分钟的活动序列显著较低。

当使用协方差分析(ANCOVA)控制年龄时，我们发现诊断组在最长非活性序列测量上显著相关，除了年龄和诊断组在非活性期持续时间和非活性序列≥21分钟变量之间显著交互作用(补充表)1）.在控制性别的情况下，我们发现诊断组在不活动时长、活动/不活动时长之比和不活动序列≥21分钟方面存在显著关联。此外，在SD和RMSSD方面，性别与诊断组之间存在显著交互作用(补充表)2）.

表格3.介绍了根据CT有无对患者进行分组时的活动记录特征。CT组、未CT组与对照组比较，7项指标差异均有统计学意义(ANOVA)，且CT组与对照组差异均有Bonferroni显著性。两组患者的平均活动量、活动期持续时间、活动/不活动持续时间和活动序列≥36分钟的估计值均低于对照组，RMSSD、最长不活动序列和活动期的标度指数的估计值均高于对照组。

当使用协方差分析(ANCOVA)控制年龄时，我们发现CT组对任何参数都没有显着关联，但对于最长的非活性序列，年龄和诊断组之间存在显着的相互作用(补充表)3.）.在控制性别的情况下，我们发现诊断组在不活动时长、活动/不活动时长比、不活动序列≥21 min和不活动时长的标度指数上存在显著的相关性，性别与诊断组之间无显著的相互作用(补充表)4）.

当将ADHD患者分为有CT组和没有CT组，然后与健康对照组进行方差分析和事后Bonferroni校正时，ADHD组之间唯一显著差异的测量是活动期持续时间/非活动期持续时间之比。此外，CT治疗的ADHD患者在这一比率以及表中其他七个变量上与对照组有显著差异4。在没有ADHD的患者组(有CT的19例和没有CT的15例)中进行同样的比较，没有发现任何测量值有显著差异(活动时间/不活动时间的比值为1.32±0.36∶1.44±0.93)。

通过ADHD和CT对样本进行交叉分类，并应用方差分析和post - hoc Bonferroni校正与健康对照进行比较，我们发现所有五组在平均活动、RMSSD、最长非活动序列持续时间和缩放指数活动周期方面存在显著差异。对于平均活动变量，我们发现对照组与ADHD合并CT患者和未合并ADHD合并CT患者之间存在Bonferroni显著差异。此外，我们发现ADHD患者和CT患者在RMSSD、活动期持续时间、最长非活动序列、活动序列≥36分钟和尺度指数活动周期方面与对照组相比存在显著差异(表1)5）.

本研究的主要发现是，在活动图评估的运动活动中，活跃期和不活跃期的分布将CT患者与正常对照和未CT患者区分开来。这是对先前发表的抑郁症和精神分裂症患者的活动描记术研究结果的补充。这些结果表明，在本例中，情感气质的构建与客观评估的运动活动变化有关，这意味着这些患者调节运动行为的系统不同于临床对照组和正常对照组。

活动期与非活动期的比值似乎是本研究中最有趣的参数。当观察整个患者组时，这个比例在有CT的患者中明显低于没有CT的患者，而且在ADHD组中，这个比例在有CT的患者中也低于没有CT的患者。我们之前使用CPT-II测试研究了同一组患者[14并发现ADHD患者的变异性和复杂性的变化只出现在符合CT标准的亚组中。因此，目前的结果支持这样一种观点，即如果使用情绪症状，而不是传统的分为多动型、注意力不集中型和混合型，那么将ADHD患者分为亚组在许多方面可能更有意义[27，38，39]。CT患者在MADRS和HADS抑郁量表上的得分也较高，可能存在偏倚风险。

在我们之前对抑郁症和精神分裂症患者的研究中7我们发现活动周期和持续时间(A)≤35分钟的累积概率分布(P)在对数-对数图上呈直线分布，表明幂律分布。同样，对于持续时间≤20分钟的非活动时段，P与A在对数-对数图上也呈直线关系。在本研究中，结果非常相似;在活性期≤35 min和非活性期≤20 min时，P与A的对数曲线均呈直线。我们没有进行严格的研究，看看这些分布是否遵循严格的幂律函数[36];我们的目的是确定这一点，但使用这些关系来寻找诊断组之间的差异。Nakamura等。[11研究人员发现，对于健康对照组和抑郁症患者来说，活跃期的分布遵循一个伸展的指数函数，而不活跃期的分布遵循一个幂律函数。Chapman等。[9研究发现，对于双相情感障碍患者，活动期数据最好用幂律函数来描述，而非活动期持续时间服从截断幂律函数。然而，由于方法(传感器的放置)、患者的选择和时间序列的长短等方面的差异，很难对这三项研究进行直接比较[9]。

当计算这些线的斜率(缩放指数)时，我们发现ADHD患者和非ADHD患者之间只有很小的差异。然而，当使用有无CT对患者进行分组时，我们发现CT患者活跃期的缩放指数绝对值明显更高。将这些数字转化为有意义的临床概念并不容易。然而，考虑到我们使用的测量方法——平均活动期长度和长度≥36 min的活动期百分比，这变得更容易掌握。在CT患者中，持续时间很长(≥36分钟)的活动期百分比也较低，未CT患者的活动期百分比为中间值。从临床角度来看，这些发现与CT结构定义中固有的概念相一致，即这些患者在行为方面比其他患者更具变异性，从活动到不活动的转变更快，并且不太可能参与长时间的活动序列。此外，与正常对照相比，CT患者的总活动水平较低，平均活动时间明显缩短，而未CT患者的活动时间为中间值。在不活跃期方面，三组之间的缩放指数、持续时间和非常长时间的百分比没有显着差异。这些发现与我们对抑郁症患者的研究结果一致。与本研究中的CT组相似，抑郁症患者的特征是活跃期持续时间较短，非常长活跃期的比例较低[7]。

变异性测量(SD和RMSSD)的结果也与CT组较高变异性的概念相一致;CT患者两项指标均较高，但只有RMSSD显著。

ADHD患者与非ADHD患者在年龄和性别分布上没有显著差异。人们越来越多地认识到，ADHD是一种表现在成年期的疾病，与表现在童年期的ADHD不同，ADHD在女性中的患病率与男性大致相当。CT患者的平均年龄略低于未CT患者，这与MDQ的大型人群研究一致，该研究显示，随着年龄的增长，双相情感障碍的患病率下降[40]。

活动记录仪在睡眠研究中很有用，对活动和不活动时期的分析，结合对持续运动活动时期的数学分析，可能会产生可用于诊断目的的生物学“特征”。在行为研究中，将运动行为的客观记录添加到主观临床印象中显然是很重要的。在机器学习技术的帮助下，这些措施的组合是否可以用来预测治疗效果，这也将是一件有趣的事情。其他可能性包括使用新技术发展，例如将智能手机与活动登记相结合[9]。

在本研究中我们使用了6天的注册时间，在我们之前的研究中使用了12天的注册时间。然而，我们也证明了这些方法可以应用于较短时间(24小时)的分析[10]，当然，这更适用于常规临床实践。

本研究存在一些局限性，因为这是一个小样本，可能会影响统计能力。因此，我们没有控制性别、年龄和体重指数。然而，据我们所知，以前没有发现性别之间在激活方面的差异，但以前发现年龄增长和体重指数等物理特性会影响平均运动活动[2]。当然，精神药物治疗也可能影响结果，但我们样本中的大多数患者并没有服用精神药物。

睡眠参数在我们的许多患者中也发生了改变，在这项研究中没有单独分析。虽然这可能影响了我们的结果，但很难将这种影响与其他对休息和活动节奏的影响区分开来。本研究中的所有患者都是门诊患者，但我们没有收集可能使我们能够将活动时间表与对照组进行比较的信息。这是一个难以评估的偏见来源。诊断是非盲评估，但活动记录和随后的数学分析不需要主观评估。参与者被要求在洗澡或淋浴时取下活动记录仪，但这只占很短的时间，不太可能对结果产生偏差。尽管声明的局限性，我们的主要发现仍然是有力和有根据的。

我们发现，在活动图评估的运动活动中，活动期和非活动期的分布将有CT的患者与正常对照和没有CT的ADHD患者区分开来。这为区分更严重疾病的患者提供了一种客观的方法[34]并有机会相应地调整治疗，以避免引发快速循环和烦躁性抑郁症[41，42]。有大量证据表明情绪症状是成人多动症的一部分[27，38，43]。根据情绪症状将ADHD分为亚组似乎比传统的多动型、注意力不集中型和混合型更有意义。此外，正如Wender使用WURS所建议的那样，应该评估ADHD患者的情绪不稳定性[27，43]以及后来由Reimherr使用的Wender-Reimherr成人注意缺陷障碍量表(wrads) [39]

CT与客观评估的运动活动变化有关，这意味着这些患者调节运动行为的系统不同于没有CT的临床对照组和正常对照组。活动描记术为活动性和不稳定性提供了更客观的测量，并能清楚地区分有CT和没有CT的患者，尤其是ADHD患者。

如有要求，可与通讯作者联系提供原始数据;但是，请求必须遵守本机构伦理委员会的保密和伦理规则。

答:

活动或非活动时间段的长度，单位为分钟

多动症:

注意缺陷/多动障碍

ANCOVA:

协方差分析

方差分析:

方差分析

曾经:

成人ADHD自我报告量表

CT:

循环性精神病的气质

dsm - iv:

精神疾病诊断与统计手册，4^th版

有:

医院焦虑抑郁量表

诊断结果:

国际疾病和有关健康问题分类，10^th修订

MADRS:

蒙哥马利阿斯伯格抑郁评定量表

最小检测量:

情绪障碍问卷

MINIPlus:

迷你国际神经精神病学访谈

RMSSD:

均方根连续差

SD:

标准偏差

SPSS:

社会科学统计包

TEMPS-A:

孟菲斯、比萨、巴黎和圣地亚哥自动问卷的气质评价

WRAADS:

温德-赖默成人注意缺陷障碍量表

WURS-25:

温德犹他州评定量表，25题版本

我们要感谢Erlend Fasmer开发了从活动记录中提取活动和非活动序列的程序。

开放获取基金由卑尔根大学提供。作者披露了对本文相关研究的以下财政支持:豪克兰大学医院和西挪威地区卫生局。

作者及单位

1. 挪威卑尔根豪克兰大学医院精神科

   Vigdis Elin Giaever Syrstad, peter Jakobsen, Rolf Gjestad, Jan Øystein Berle, Ketil Joachim Oedegaard和Ole Bernt Fasmer

2. 挪威卑尔根大学临床医学系

   Vigdis Elin Giaever Syrstad, peter Jakobsen, Jan Øystein Berle, Ketil Joachim Oedegaard和Ole Bernt Fasmer

3. 挪威卑尔根豪克兰大学医院NORMENT精神科

   Vigdis Elin Giaever Syrstad, peter Jakobsen, Rolf Gjestad, Jan Øystein Berle, Ketil Joachim Oedegaard和Ole Bernt Fasmer

4. Madlamarkveien 2a，哈夫斯峡湾，挪威

   克里斯汀Mjeldheim

5. lag rdsveien 91，斯塔万格，挪威

   Wenche Førland

6. 卑尔根大学心理学院危机心理研究中心，卑尔根，挪威

   罗尔夫Gjestad

7. 美国马里兰州贝塞斯达国立精神卫生研究所校内研究计划遗传流行病学研究分部

   Kathleen Ries Merikangas

贡献

VEGS、KM、WF、PJ、RG、JOB、KRM、KJO和OBF组成了本研究的科学委员会。委员会参与制定研究方案和统计分析计划，并就研究结果的分析和介绍提供咨询意见。KM和WF提供患者和收集数据。采用OBF进行数学和统计分析。所有作者(VEGS、KM、WF、PJ、RG、JOB、KRM、KJO和OBF)参与了结果的解读和稿件的起草。所有作者(VEGS, KM, WF, PJ, RG, JOB, KRM, KJO和OBF)阅读并批准了手稿的最终版本。

相应的作者

对应到Vigdis Elin Giaever Syrstad。

伦理批准并同意参与

挪威西部地区医学研究伦理委员会(251.08)批准了该研究方案。所有参与研究的参与者都获得了书面知情同意。所有方法均按照相关指南和规定进行。

发表同意书

不适用。

相互竞争的利益

作者宣称他们没有竞争利益。

出版商的注意

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