دوره 25، شماره 4 - ( زمستان 1398 )                   جلد 25 شماره 4 صفحات 439-428 | برگشت به فهرست نسخه ها

XML English Abstract Print

Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Zarein F, Shabani A, Jalali Nadoushan A H, Ahmadzad-Asl M, Alaei S. A Cross-sectional Study on the Ability to Remember Mania Symptoms in Patients With Type I Bipolar Disorder 60 Months After Hospital Discharge. IJPCP 2020; 25 (4) :428-439
URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-2997-fa.html
زارعین فاطمه، شعبانی امیر، جلالی ندوشن امیرحسین، احمدزاد اصل مسعود، اعلائی سولماز. بررسی مقطعی توانایی یادآوری علائم مانیا در مبتلایان به اختلال دوقطبی نوع یک، 60 ماه پس از ترخیص از بیمارستان‌. مجله روانپزشكي و روانشناسي باليني ايران. 1398; 25 (4) :428-439

URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-2997-fa.html

بررسی مقطعی توانایی یادآوری علائم مانیا در مبتلایان به اختلال دوقطبی نوع یک، 60 ماه پس از ترخیص از بیمارستان‌
فاطمه زارعین 1، امیر شعبانی2 ، امیرحسین جلالی ندوشن3 ، مسعود احمدزاد اصل3 ، سولماز اعلائی4
1- گروه روانپزشکی، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی ایران، تهران، ایران. ، dr.zarein@gmail.com
2- مرکز تحقیقات بهداشت روان، هسته پژوهشی اختلالات خلقی، دانشگاه علوم پزشکی ایران، تهران، ایران.
3- مرکز تحقیقات بهداشت روان، هسته پژوهشی سلامت روان اجتماع، دانشگاه علوم پزشکی ایران، تهران، ایران.
4- گروه روانپزشکی، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی و خدمات بهداشتی-درمانی تهران، تهران، ایران.
واژه‌های کلیدی: یادآوری، علائم حاد مانیا، اختلال دو قطبی، ارزش اخباری
متن کامل [PDF 5331 kb]   (1969 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (4750 مشاهده)
متن کامل:   (4448 مشاهده)
مقدمه
اختلال دوقطبی، نوعی اختلال خلقی مزمن و عودکننده است که به اختلال­‌های شدیدی در عملکرد اجتماعی و شغلی فرد منجر می‌شود [1]. این اختلال، هزینه‌های سنگینی را برای بیمار، خانواده و جامعه در پی دارد و در صورت درمان‌نشدن می‌تواند منجر به اپیزودهای بیشتر، شدیدتر و تند چرخشی شود که این امر، درمان را دشوارتر و پیش‌آگهی را بدتر [2] و تبعاتی چون میزان خودکشی و اقدام به خودکشی [3] را بیشتر می‌کند [4].
در تحقیق حاضر، با استفاده از نمونه مورد مطالعه علایی [5] و علائم به‌خاطرمانده توسط بیماران بعد از ترخیص در فاز یوتایمیک، تلاش می‌شود تا حد امکان شایع‌ترین علائمی که در حافظه بیماران می‌ماند، به دست آورده شود تا بتوان با استفاده از آن‌ها در تشخیص حمله قبلی این اختلال، به روان‌پزشکان کمک کرد و به تبع آن خدمات درمانی بهتر و سریع‌تری به بیماران ارائه کرد. بنابراین درک جامع الگوی اختلال دوقطبی در طول زمان و استخراج دوره‌های قبلی مانیا از شرح حال بیماران در تهیه الگوی بیماری، انتخاب درمان مناسب (اعم از درمان دارویی و غیردارویی)، تعیین پیش‌آگهی بیمار و برنامه‌ریزی در مورد پیگیری و درمان نگه‌دارنده بیماران اهمیت دارد [6]. هدف این تحقیق این است که میزان یادآوری علائم مختلف دوره مانیا و علائم سایکوتیکِ (اعم از توهم و هذیان) مبتلایان به اختلال دوقطبی بررسی شود و شایع‌ترین علائمی که بعد از فاز مانیا به یاد مبتلایان به اختلال دوقطبی می‌ماند، به دست آید.
در سال 2011 شریفی و همکاران [7] شیوع یک‌ساله اختلالات روان‌پزشکی را در ایران 23/6 درصد و شیوع اختلال دوقطبی نوع 1 را 1 درصد گزارش کردند. احمدوند و همکاران [8] نیز شیوع اختلال دوقطبی نوع 1 را در میان افراد 18ساله و بالاتر شهر کاشان بررسی و میزان آن را 2/4 درصد گزارش کردند.
برای بررسی میزان یادآوری علائم مانیا، سیمون و همکاران [9] طی دوسال با 392 بیمار هر سه ‌ماه یک‌بار مصاحبه کردند؛ از بیماران در مورد علائم مانیای قبلی سؤال و میزان یادآوری درست علائم ثبت می‌شد. در این میان، به صورت تصادفی نیز در هر سه ماه دو نوبت تماس تلفنی گرفته می‌شد و علائم مانیا به صورت تلفنی در بیماران بررسی می‌شد. مصاحبه حضوری و تلفنی توسط مصاحبه‌­گران متفاوتی انجام می‌شد. در این پژوهش تفاوت معنی‌داری بین بررسی حضوری و تلفنی علائم مانیا مشاهده نشد. حساسیت یادآوری علائم در هفته سوم نسبت به هفته اول افزایش، ولی ویژگی در این زمان کاهش داشت.
راتر و سیمون [10] میزان یادآوری علائم افسردگی 376 بیمار مبتلا به اختلال دوقطبی را طی شش ماه مورد بررسی قرار دادند که در این مطالعه، جامعه آماری هر سه ماه یک‌بار مورد مصاحبه قرار گرفتند و نشان دادند که میزان یادآوری علائم افسردگی، حساسیت پایین و ویژگی قابل قبول دارد، ولی خلق بیماران در زمان به‌یادآوری روی حساسیت و ویژگی مؤثر است. بدین صورت که افسردگی بیمار در زمان به ‌یادآوری باعث افزایش حساسیت و کاهش ویژگی به ‌یادآوری علائم افسردگی قبلی می‌شود.
در سال 1391 پژوهشی توسط اعلائی و همکاران [5] تحت عنوان «شناسایی علامت‌های کاربردی‌تر دوره حاد مانیا برای تشخیص اختلال دوقطبی در بیماران تازه مرخص‌شده از بیمارستان» انجام شد که در آن تحقیق 96 بیمار مبتلا به اختلال دوقطبی (که توسط استاد تشخیص داده شده بودند) از دو مرکز روان‌پزشکی حضرت رسول اکرم (ص) و روان‌پزشکی ایران به طور تصادفی انتخاب شدند که 3±30 روز بعد از ترخیص (به‌اختصار یک ماه پس از ترخیص گفته می‌شود) از طریق تماس تلفنی، میزان یادآوری درست علائم مختلف مانیا در آن‌ها ارزیابی شد. از این تعداد، 56 نفر مذکر و 40 نفر مؤنث بودند که بر اساس اطلاعات مندرج در پرونده بیماران، شایع‌ترین علامت در کل تحریک‌پذیری بود (در مردان شایع‌ترین علامت کاهش نیاز به خواب با 98/2 درصد و در زنان شایع‌ترین علامت خلق تحریک‌پذیر با 97/5 درصد). از میان بیماران مورد بررسی، 74 درصد بیش از یک‌بار و 26 درصد برای نخستین‌بار بستری شده بودند. در این تحقیق، فراوانی یادآوری علائم حاد مانیا در بازه زمانی 27 تا 33 روز استخراج و تحلیل شد که با توجه به کوتاه‌بودن این دوره، نتایج آن قابل تعمیم به زمانی طولانی‌تر یک ماه نیست و در عمل به بازه زمانی طولانی‌تری نیاز است.
روش
جمعیت مورد مطالعه، 59 بیمار مبتلا به اختلال دو‌قطبی نوع 1 بود که در سال 1391 در بیمارستان‌های حضرت رسول اکرم (ص) و روان‌پزشکی ایران بستری بودند و تنها ملاک ورود آن‌ها به مطالعه، مشارکت قبلی آن‌ها در مطالعه اعلایی و همکاران [5] و رضایت آن‌ها برای حضور مجدد در پژوهش بود؛ همچنین داده‌های مورد نیاز، از پرونده پزشکی و پرسش‌نامه‌های تکمیل‌شده آن‌ها در زمان بستری استخراج شد.
از میان 59 بیمار شرکت‌کننده، 59/3 درصد آقا (35 نفر) و 40/7 درصد خانم (24 نفر) بودند. رنج سنی بیماران مورد بررسی قرار‌گرفته بین 23 تا 59 سال و با میانگین 39 سال و انحراف استاندارد 11/27 بود. 2/2 درصد آزمودنی‌ها بی‌سواد، 46/1 درصد زیر دیپلم، 37/1 درصد دیپلمه و 14/6 درصد لیسانس و بالاتر بودند. 74/2 درصد بیماران تحت درمان و 42/7 درصد بیماران نیز در این مدت سابقه بستری مجدد داشتند.
96 بیمار شرکت‌کننده در پژوهش اعلایی و همکاران [5]، در سال 1391 در بیمارستان‌های حضرت رسول اکرم (ص) و روان‌پزشکی ایران بستری بودند و بر اساس نمونه‌برداری ساده انتخاب شدند. ملاک‌های ورود این بیماران به پژوهش مذکور عبارت بودند از: تشخیص اختلال دوقطبی نوع 1 (اپیزود مانیا) بر مبنای ملاک‌های تشخیصی DSM-IV-TR توسط استاد، تشخیص اختلال دوقطبی نوع 1 با استفاده از مصاحبه بالینی ساختار‌یافته SCID-I توسط دستیار روان‌پزشکی آموزش‌دیده، سن 18 تا 65 سال، گویش فارسی، عدم وجود عقب‌ماندگی ذهنی بر مبنای مصاحبه بالینی، امضای فرم رضایت‌نامه آگاهانه و داشتن یک خط تلفن ثابت.
برای بیماران مذکور، مصاحبه SCID-I و پرسش‌نامه Y-MRS تکمیل و علائم مانیا برای آن‌ها ثبت شد؛ همچنین اطلاعات جمعیت‌شناختی این بیماران با استفاده از اطلاعات پرونده پزشکی آن‌ها استخراج شد.
در گام نخست 2±60 ماه پس از ترخیص، با هماهنگی تلفنی صورت‌گرفته با بیماران حاضر در مطالعه اعلایی و همکاران [5]، از ایشان برای مصاحبه دعوت به عمل آمد که پس از ریزش 37 مورد (38/5 درصد) به دلیل عدم پاسخگویی به تلفن یا تغییر شماره تلفن (25 مورد)، خارج از دسترس بودن (3 مورد)، قرارداشتن در مراکز نگهداری (4 مورد)، عدم تمایل به همکاری (3 مورد) و فوت بیماران (2 مورد) 59 نمونه (61/5 درصد) باقی ماندند که برای انجام مصاحبه حضوری مراجعه کردند.
پس از اخذ رضایت‌نامه کتبی آگاهانه از آن‌ها، علائم یادآوری‌شده توسط ایشان، با استفاده از مصاحبه SCID-I استخراج و ثبت شد. سپس محققان، ابزارهای HRSD-17، Y-MRS و MMSE را برای مصاحبه‏شوندگان تکمیل کردند و در صورت قرارداشتن بیمار در اپیزود مانیا یا بروز اختلال در نتایج تست‌هایYMRS  (کسب نمره 7 یا بیشتر) و HRSD-17 (کسب نمره 8 یا بیشتر) و بررسی شناختی (MMSE کمتر از 26 نمره)، مصاحبه به یک ماه بعد موکول شد. همچنین در صورتی که بیمار در شش ماه اخیر، الکتروشوک دریافت کرده بود، از مطالعه خارج شد. طی انجام مصاحبه، اگر بیمار احساس خواب‌آلودگی می‌کرد، یک هفته بعد مورد مصاحبه قرار می‌گرفت.
در این مطالعه تلاش شده است تا با ایجاد برخورد محترمانه و گرم، مداخله درمانی یا مشاوره‌ای در صورت لزوم، انجام ویزیت درمانی (در صورت لزوم) و نیز لحاظ‌کردن هزینه رفت‌و‌آمد در صورت تمایل بیماران (این هزینه به 28 بیمار پرداخت شد)، از ریزش نمونه‌ها جلوگیری شود و همکاری بیماران افزایش یابد.
ابزارهای پژوهش
برای جمع آوری داده‌ها، علاوه بر پرسش‌نامه محقق‌ساخته که جهت به دست آوردن اطلاعات جمعیت‌شناختی به کار گرفته شد، از پرسش‌نامه‌ها و مقیاس‌های دیگری نیز استفاده شد.
پرسش‌نامه ویژگی‌های جمعیت‌شناختی
پرسش‌نامه‌ای شامل اطلاعات شخصی از جمله جنس، سن، سطح تحصیلات و وضعیت تأهل است.
مصاحبه بالینی ساختاریافته برای اختلالات محور 1 بر اساس DSM_IV  (SCID-I)
SCID-I پرسش‌نامه‌ای نیمه‌ساختاریافته است که اجرای آن مستلزم قضاوت بالینی مصاحبه‌گر در خصوص پاسخ‌های مصاحبه‌شونده است. این ابزار در دو نسخه بالینی و پژوهشی ارائه شده که در پژوهش حاضر، از نسخه بالینی آن استفاده شده است. این نسخه از پرسش‌نامه بر اساس معیار‌های تشخیصی DSM-IV تنظیم شده و برای تشخیص‌گذاری اختلالات محور 1 از آن استفاده می‌شود. روایی و پایایی نسخه فارسی این پرسش‌نامه نیز توسط شریفی و همکاران بررسی شده است [7].
مقیاس درجه‌بندی افسردگی هامیلتون
یکی از رایج‌ترین ابزارها برای تعیین شدت افسردگی، مقیاس درجه‌بندی افسردگی هامیلتون است. این مقیاس دارای 17 متغیر است که هر متغیر بین صفر تا 4 نمره دارد، نمره 7 و کمتر، دارای سطح «نرمال»، 8 تا 13 افسردگی خفیف، 14 تا 18 متوسط، 18 تا 22 افسردگی شدید و 22 به بالا در سطح «افسردگی بسیار شدید» است. روایی همزمان و سازه آن از راه توافق بین ارزیاب‌ها (در نمره HRSD و نمره مصاحبه بالینی ساختار‌یافته بالینی) به طور مستقل، تأیید شده است. حساسیت آن در تشخیص موارد مثبت افسردگی 87 درصد و بالاترین سطح حساسیت و ویژگی HRSD، در مطالعات متعدد در نقطه برش بالینی 17 دیده شده است که در آن حساسیت 4/62 درصد و ویژگی 92 درصد بوده است. پایایی بین‌ارزیاب این مقیاس در مطالعه روی آزمودنی‌های ایرانی عالی بوده است [11]. روایی نسخه فارسی این مقیاس از راه همبستگی با مقیاس افسردگی بک 0/55، از راه مقیاس نگرش‌های ناکارآمد 0/39 و پایایی این مقیاس نیز به ترتیب 0/85 و 0/89 محاسبه شده است [12].
مقیاس درجه‌بندی شیدایی یانگ
مقیاس درجه‌بندی شیدایی یانگ دارای 11 ماده است، به جز چهار ماده که نمره‌ای بین صفر تا هشت دارد، بقیه مواد بین صفر تا 4 نمره‌گذاری می‌شوند [13]. در آزمایه‌های «شیدایی»، ملاک ورود، نمره 20 یا بالاتر و ملاک آستانه «نیمه‌شیدایی» نیز نمره 12 (در برخی منابع نمره 7) یا کمتر است [14].
پایایی بین‌ارزیاب این مقیاس در مطالعه روی آزمودنی‌های ایرانی عالی بوده است [11]. در بررسی اعتبار و پایایی نسخه فارسی این پرسش‌نامه، ضریب پایایی به شیوه آلفای کرونباخ، برابر 0/72، برای گروه بیمار 0/63 و برای گروه بهنجار و پایایی بین ارزیاب‌ها برابر 0/96 بود. همچنین، ضریب روایی تشخیصی نمرات کل و عضویت گروهی (همبستگی کانونی) 0/92 محاسبه شد و نتایج تحلیل روایی سؤالات، نشان‌دهنده قدرت تشخیصی بالای همه سؤالات در تفکیک گروه بهنجار از گروه بیمار بوده است.
روایی همزمان این مقیاس نیز با پرسش‌نامه تشخیصی جامع بین‌المللی (متغیر ملاک) برابر با 0/87، برای ارزشیاب اول 0/89 و برای ارزشیاب دوم برابر با 0/84 محاسبه شده است. بنابراین این مقیاس ابزاری پایا با روایی حساسیت و ویژگی‌های روان‌سنجی قابل قبول است که قابلیت استفاده در کارهای بالینی و پژوهشی را دارد [15].
آزمون کوتاه وضعیت ذهنی
این پرسش‌نامه یک وسیله معتبر جهانی برای ارزیابی مخصوص شناختی در شش زمینه است. از این آزمون به عنوان یک روش عملکردی به منظور درجه‌بندی سطوح شناختی استفاده می‌شود. ضریب پایایی نسخه اولیه پرسش‌نامه به شیوه آلفای کرونباخ برابر 0/96 و حساسیت و ویژگی آن 100 درصد گزارش شد [16]. نمره گذاری این آزمون به این صورت است که با نمره صفر تا 10 اختلال شناختی، شدید؛ 11-02، متوسط؛ 26-21، خفیف و 30-27، شناخت طبیعی است [18 ،17].
روایی افتراقی نسخه فارسی این آزمون توسط سیدیان و همکاران [19] با استفاده از آزمون تی مستقل بررسی شده است، که در آن، محققان با اطمینان 95 درصد تمایزگذاری آزمون را تأیید و پایایی داخلی پرسش‌نامه را از طریق ضریب آلفای کرونباخ، 0/81 گزارش کردند.
روش اجرای پژوهش
2±60 ماه پس از ترخیص (به‌اختصار، 60 ماه پس از ترخیص گفته می‌شود) از نمونه‌های پژوهش اعلایی و همکاران [5] برای شرکت در مطالعه دعوت شد. درنهایت 59 نفر در مطالعه شرکت کردند.
طی مصاحبه‌ای حضوری، اخذ رضایت‌نامه کتبی آگاهانه، ثبت متغیرهای جمعیت‌شناختی و بالینی (از قبیل تعداد بستری در بیمارستان)، اجرای پرسش‌نامه‌های HRSD-17، Y-MRS و MMSE و مصاحبه SCID-I انجام شد. مصاحبه‌ها به صورت انفرادی و با توجه به آمادگی بیماران تکمیل شد و پس از تکمیل از بیماران بابت شرکت در پژوهش تشکر و از آن‌ها خواسته شد تا در نوبت‌های بعدی نیز همکاری کنند.
تجزیه و تحلیل داده‌ها با استفاده از نسخه 20 نرم‌افزار SPSS انجام شد. برای تحلیل توصیفی متغیرهای کمّی، از فراوانی و درصد و برای تحلیل استنباطی از آزمون مک نمار و ضریب کاپا استفاده شد. به‌کارگیری این آزمون به این دلیل است که داده‌ها اسمی دو ارزشی، به هم وابسته و هدف تحلیل‌ها دو گروهی بودند؛ همچنین از محاسبات ارزش اخباری مثبت، ارزش اخباری منفی، حساسیت و ویژگی نیز استفاده شد.
اگر مقدار ضریب کاپا صفر تا 2/0 باشد، بین مشاهده و پیش‌بینی توافقی وجود ندارد، اگر بین 0/21 تا 0/4 باشد، توافق ناچیز، بین 0/41 تا 0/6 توافق متوسط، بین 0/61 تا 0/8 توافق خوب و اگر این ضریب بین 0/81 تا 0/99 محاسبه شود، توافق عالی خواهد بود [20].
یافته‌ها
جامعه آماری این تحقیق شامل 59 بیمار است که اطلاعات جمعیت‌شناختی آن‌ها مطابق جدول شماره 1 است.



با توجه به جدول شماره 2 و تصویر شماره 1، بیشترین علامت مانیا در بین بیماران مبتلا به اختلال دوقطبی نوع 1 که 60 ماه پس از ترخیص به یاد آورده‌اند، «کاهش نیاز به خواب» است.









جدول شماره 2 فراوانی علائم مانیا در بستری مبدأ و میزان یادآوری درست این علائم پس از یک ماه و 60 ماه و تصویر شماره 1 درصد یادآوری علائم مختلف مانیا توسط بیماران مبتلا به اختلال دوقطبی نوع 1 در یک و 60 ماه پس از ترخیص را نشان می‌دهد. همان‌طور که در جدول شماره 2 و تصویر شماره 1 نیز نشان داده شده است، تفاوت میزان یادآوری در سه علامت «کاهش نیاز به خواب»، «فعالیت لذت‌بخش» و «علائم سایکوتیک» بین سنجش یک و 60 ماه پس از ترخیص، معنادار بود.
نسبت افراد واقعاً بیمار به کل مواردی که تست، مثبت گزارش کرده (مواردی همچون افرادی که سالم هستند، ولی به‌اشتباه بیمار تشخیص داده شده‌اند) «ارزش اخباری مثبت» و نسبت افراد واقعاً سالم به کل مواردی که تست، منفی گزارش کرده (مواردی همچون افرادی که بیمار هستند و به‌اشتباه سالم گزارش شده‌اند) «ارزش اخباری منفی» تعریف می‌شود [21]. جهت تعیین ارزش هر علامت در کار بالینی، ارزش اخباری مثبت و منفی برای هر علامت محاسبه می‌شود [22]. این ویژگی قادر به پیشگویی این نکته است که اگر یک تست در یک فرد مثبت گزارش شود، چقدر احتمال دارد که آن فرد واقعاً بیمار باشد.
چنان‌که نتایج جدول شماره 3 نشان می‌دهد، سه ارزش اخباری مثبت بالاتر، مربوط به خلق تحریک‌پذیر(100 درصد)، پرحرفی (100 درصد) و کاهش نیاز به خواب (96/29 درصد) است. ارزش اخباری منفی قادر به پیشگویی این نکته است که اگر یک تست در یک فرد منفی گزارش شود، چقدر احتمال دارد که آن فرد واقعاً سالم باشد. سه ارزش اخباری منفی بالاتر نیز مربوط به خلق بالا (72/97 درصد)، فعالیت‌های لذت‌بخش(76 درصد) و حواس‌پرتی(73/80 درصد) است. توانایی یک تست برای پیدا‌کردن موارد بیماری را «حساسیت» می‌گویند. برای محاسبه حساسیت یک تست، باید نسبت موارد مثبت حقیقی را به مجموع موارد مثبت حقیقی و منفی کاذب به دست آورد.


سه ارزش بالاتر حساسیت، مربوط به کاهش نیاز به خواب (91/22 درصد)، خلق تحریک‌پذیر(83/92 درصد) و فعالیت‌های لذت‌بخش(81/25 درصد) است. توانایی یک تست برای پیداکردن موارد سالم را «ویژگی» می‌گویند. برای محاسبه ویژگی یک تست باید نسبت موارد منفی حقیقی را به مجموع موارد منفی حقیقی و مثبت کاذب به دست آورد. سه ارزش بالاتر ویژگی علائم نیز مربوط به خلق تحریک‌پذیر (100 درصد)، پرحرفی (100 درصد) و علائم سایکوتیک (96/42 درصد) است.
چنان‌که جدول شماره 4 نشان می‌دهد، هیچ‌یک از متغیر‌های تحت درمان بودن، بستری مجدد، جنسیت و تحصیلات ارتباطی با یادآوری علائم مانیای ارزیابی‌شده بر مبنای SCID-I نداشتند. بنابراین یادآوری علائم مانیا در بیماران، ارتباطی با دریافت درمان، بستری مجدد، جنسیت و تحصیلات بیماران ندارد.



جدول شماره 5 نشان می‌دهد متغیر سن قادر نبود به طور معناداری تغییرات یادآوری علائم مانیای ارزیابی‌شده بر مبنای SCID-I را پیش‌بینی کند. بنابراین یادآوری علائم مانیا در بیماران ارتباطی با سن بیماران ندارد.



بحث
همان‌طور که در تصویر شماره 1 نشان داده شده است، بیشترین علائم به یاد آورده‌شده در ماه 60 کاهش نیاز به خواب و خلق تحریک‌پذیر بوده که در پژوهش اعلایی و همکاران نیز این دو علامت شایع‌ترین علائم به یاد آورده‌شده در ماه یکم [5] بود. در مورد یادآوری بیشتر خلق تحریک‌پذیر می‌توان به عوارض ناخوشایندی که این علامت برای بیمار و اطرافیان او به جای می‌گذارد اشاره کرد که نیاز بیشتری به درمان در فرم بستری خواهد داشت [5].
جدول شماره 2 ، به استثنای دو مورد سراسیمگی و حواس‌پرتی، سایر علائم مانیا در ماه 60 بیشتر از ماه یکم به یاد آورده شدند. این اختلاف در سه علامت کاهش نیاز به خواب، فعالیت‌های لذت‌بخش و علائم سایکوتیک معنادار بود که از علل آن می‌توان به افزایش بینش به بیماری و قرارداشتن بیماران در فاز یوتایمیک و حذف بیماران با مشکلات شناختی اشاره نمود؛ همچنین تفاوت در نوع مصاحبه و مصاحبه‌گر را نیز می‌توان از علل احتمالی این اختلاف در نظر گرفت. در مطالعه راتر و سیمون [10] نیز قرار‌داشتن بیماران در فاز افسردگی و اثرات شناختی افسردگی با به‌یادآوری بیشتر علائم افسردگی قبلی بیماران همبستگی داشته است. همچنین در این مطالعه یکی از علل احتمالی تفاوت در به‌یادآوری علائم، تفاوت در تکنیک مصاحبه ذکر شده است.
با توجه به تحت درمان قرار داشتن 74/2‌ درصد از بیماران شرکت‌کننده در تحقیق، به نظر می‌رسد مراجعه منظم به پزشک و یادآوری علائم مانیا توسط پزشک جهت بررسی عود علائم، در به یاد آوردن علائم تأثیر داشته باشد. به طور مشابه، در مطالعه ورشو و همکاران [23] نیز که بر روی یادآوری علائم اضطرابی طی شش ماه انجام شد، مشخص شد که میزان یادآوری علائم در بیمارانی که هر دو هفته مورد بررسی قرار گرفته بودند، نسبت به آن‌هایی که در آن بازه زمانی، مورد بررسی قرار نگرفته بودند، بهتر بوده است. به نظر می‌رسد به صورت کلی با گذشت زمان، نسبت به شروع اختلال دوقطبی و در نتیجه مراجعه و ارتباطات متعدد بیماران با سیستم درمانی و همچنین آموزش‌های احتمالی در مورد بیماری، بیماران نسبت به بیماری و علائم خود اطلاعات بیشتری به دست آورده‌اند که سبب افزایش بینش و میزان یادآوری علائم مانیای قبلی شود [24]. همچنین تعدد بستری [25] نیز از علل دیگر یادآوری بیماران است که در این مطالعه مورد بررسی قرار نگرفت.
در مورد یادآوری بیشتر علائم سایکوتیک، می‌توان در نظر گرفت که این علائم به صورت جداگانه و مستقل روی بینش اثر منفی داشته [26] که برطرف‌شدن آن‌ها در ماه 60، بهبود مضاعف بینش و یادآوری بیشتر علائم قبلی مانیا را به همراه داشته است.
در مورد یادآوری بیشتر دو علامت دیگر کاهش نیاز به خواب و افزایش فعالیت لذت‌بخش می‌توان به تأثیر قابل توجه علامت افزایش فعالیت لذت‌بخش روی سایر فعالیت‌های بیماران و همراهی آن با اتفاقات مهم (همچون ضرر و زیان مالی) اشاره کرد.
همچنین به همراه داشتن انگ کمتر در یادآوری علامت کاهش نیاز به خواب را می‌توان عاملی احتمالی برای یادآوری بیشتر آن در ماه 60 در افرادی که در زمینه بینش احتمالی بیشتر خود، آمادگی بالاتری برای ارائه علائم گذشته دارند، در نظر گرفت.
در رابطه با کمتر به ‌یاد آورده شدن علامت سراسیمگی می‌توان به غیراختصاصی بودن علامت سراسیمگی و تجربه‌کردن این علامت توسط بیمار در موقعیت‌های مختلف و در شرایطی غیر از حمله مانیا اشاره کرد که البته این فرضیه نیاز به بررسی بیشتر دارد.
سه علامت خلق تحریک‌پذیر، کاهش نیاز به خواب و پرحرفی در کل، بالاترین میزان ارزش اخباری مثبت را داشتند که این یافته همسو با یافته‌های پژوهش اعلایی و همکاران است. بیشترین ارزش اخباری منفی در این تحقیق و پژوهش اعلایی و همکاران خلق بالا بود. این یافته‌ها درمانگر را بیشتر مطمئن می‌‌کند که حمله مانیا در سابقه بیمار وجود داشته و به این ترتیب به تشخیص دوره قبلی مانیا کمک می‌کند. رد‌کردن وجود خلق بالا توسط بیمار نیز درمانگر را از نیاز به جست‌وجوی بیشتر جهت یافتن این علامت در سوابق بیمار معاف می‌کند.
نتیجه‌گیری
درمجموع می‌توان گفت نشانه‌های تحریک‌پذیری، پرحرفی و کاهش نیاز به خواب مهم‌ترین علائم و نشانه‌های یادآوری‌شده با ارزش اخباری مثبت مناسب هستند. همچنین نتایج نشان داد یادآوری علائم مانیا حتی مدت‌ها پس از زمان بستری قابل اعتماد است. در این راستا بالینگران می‌توانند به تشخیص خود درباره اپیزودهای قبلی مانیا و سیر اختلال دوقطبی اطمینان بالایی داشته باشند.
بالاترین ارزش اخباری مثبت مربوط به علائم خلق تحریک‌پذیر(100 درصد)، پرحرفی (100 درصد) و کاهش نیاز به خواب (96/3 درصد) است، به معنای دیگر تأیید حضور این سه علامت یعنی خلق تحریک‌پذیر، کاهش نیاز به خواب و پر‌حرفی از جانب بیمار می‌تواند به درمانگر این اطمینان را بدهد که این علائم در سابقه بیمار وجود داشته است. همچنین بیشترین ارزش اخباری منفی مربوط به علامت خلق بالا (87/5 درصد) بود و این نشان می‌دهد که در مورد سابقه علامت خلق بالا در مبتلایان به اختلال دوقطبی، به جواب منفی بیماران می‌توان اعتماد کرد.
برخی از محدودیت‌های برجسته این مطالعه عبارت‌اند از متفاوت‌بودن تعداد بستری نمونه‌ها و در نظر نگرفتن فاصله آخرین بستری بیماران از زمان ارزیابی در ماه 60 که به شکل تئوریک می‌تواند بر خاطرات بیمار از اپیزود مانیای قدیم یا بینش او تأثیرگذار باشد؛ در نظر نگرفتن بیماران سرپایی؛ خلق بیمار در حین به ‌یاد آوردن علائم، ریزش نمونه‌ها و سایر عوامل دخیل در یادآوری همچون بیماری‌های همراه و اختلال شخصیت همراه. همچنین با توجه به اینکه ارزش اخباری مثبت و منفی، تحت تأثیر شیوع علائم مانیا قرار دارند و شیوع این علائم در بیماران بستری و سرپایی متفاوت است، ارزش اخباری استخراج‌شده، به‌تنهایی و در همه شرایط بالینی قابل اتکا نیست.
در طی انجام این پژوهش، سؤالاتی خارج از حوزه این مطالعه مطرح شد که طبق آن پیشنهاد می‌شود محققان عزیز در تحقیقات بعدی، این عوامل را نیز در نظر بگیرند: تأثیر بینش بر یادآوری علائم مانیا؛ شباهت حملات مانیا و فاصله زمانی آخرین حمله مانیا با مصاحبه؛ در نظر گرفتن میزان یادآوری علائم مانیا در سایر بیماری‌های روان‌پزشکی و یا در جمعیت عمومی؛ میزان یادآوری علائم مانیا توسط اعضای خانواده؛ تعداد بستری و عود‌های بیمار (مانیا و افسردگی) و در نظر گرفتن فاصله آخرین بستری تا ارزیابی؛ تحت درمان بودن و نوع درمان (درمان دارویی و غیردارویی)؛ در نظر گرفتن خاطرات بیماران از بستری‌های خود و اتفاقات حین بستری (همچون فیکس‌شدن)؛ ارتباط پزشک با بیمار و رضایت بیمار از درمان و کادر درمانی؛ کیفیت زندگی بیمار و در نظر گرفتن اتفاقات بد زندگی و عملکرد بیمار طی دوره.
ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
 این پژوهش با کد اخلاق IR.IUMS.FMD.REC.1396.9411286009 در کمیته اخلاق دانشگاه علوم‌پزشکی ایران تصویب شده است. همه اصول اخلاقی در این مقاله رعایت شده است. از تمام شرکت‌کنندگان رضایت‌نامه کتبی گرفته شد و شرکت‌کنندگان اجازه داشتند هر زمان که مایل بودند از پژوهش خارج شوند. همچنین همه شرکت‌کنندگان در جریان روند پژوهش بودند. اطلاعات آن‌ها نیز محرمانه نگه داشته شد.
حامی مالی
این مقاله حامی مالی ندارد و برگرفته از پایان‌نامه دوره تخصصی خانم فاطمه زارعین در گروه روان‌پزشکی دانشگاه علوم‌پزشکی ایران در سال 1397 است.
مشارکت نویسندگان
تمامی نویسندگان در آماده‌سازی این مقاله به یک اندازه مشارکت داشته‌اند.
تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان، این مقاله تعارض منافع ندارد.
 
        References
  1. Murray CJL, Lopez AD. Evidence-based health policy--lessons from the Global Burden of Disease Study. Science. 1996; 274(5288):740-3. [DOI:10.1126/science.274.5288.740] [PMID]
  2. Salvatore P, Tohen M, Kaur Khalsa HM, Baethge C, Tondo L, Baldessarini RJ. Longitudinal research on bipolar disorders. Epidemiology and Psychiatric Sciences. 2007; 16(2):109-17. [DOI:10.1017/S1121189X00004711] [PMID]
  3. Shabani A, Teimurinejad S, Kokar S, Ahmadzad Asl M, Shariati B, Mousavi Behbahani Z, et al. Suicide risk factors in Iranian patients with bipolar disorder: A 21-month follow-up from BDPF study. Iranian Journal of Psychiatry and Behavioral Sciences. 2013; 7(1):16-23. [PMID] [PMCID]
  4. Shirazi E, Shabani A, Hakim Shooshtari M, Ghadiri Vasfi M. [Definition of cycle and episode in rapid cycling bipolar disorder: An area of debate in diagnosis and research (Persian)]. Iranian Journal of Psychiatry & Clinical Psychology. 2017; 23(3):254-9. [DOI:10.29252/nirp.ijpcp.23.3.254]
  5. Alaie S. [Identification of more commonly used mania acute manifestations for diagnosis of bipolar disorder in newly discharged patients, in Medical [MSc. thesis] [Persian]. Tehran: Iran University of Medical Sciences; 2014.
  6. Gharaipour M. [Neuropsychological function and its relationship with psychosocial function and clinical features in bipolar disorders (Persian)]. Psychological Studies. 2007; 3(1):71-82. https://www.sid.ir/fa/journal/ViewPaper.aspx?ID=67340
  7. Sharifi V, Asadi SM, Mohammadi MR, Amini H, Kaviani H, Semnani Y, et al. [Reliability and feasibility of the Persian version of the structured diagnostic interview for DSM-IV (SCID) (Persian)]. Journal of Advances in Cognitive Science. 2004; 6(1-2):10-22. http://icssjournal.ir/article-1-26-en.html
  8. Ahmadvand A, Sepehrmanesh Z, Ghoreyshi F, Assarian F, Moosavi GA, Saee R, et al. [Prevalence of mental disorders in general population of Kashan City (Persian)]. Iranian Journal of Epidemiology. 2010; 6(2):16-24.
  9. Simon GE, Rutter CM. Accuracy of recall for mania symptoms using a three month timeline follow-back interview. Journal of Affective Disorders. 2008; 107(1-3):271-4. [DOI:10.1016/j.jad.2007.08.020] [PMID] [PMCID]
  10. Rutter CM, Simon G. A Bayesian method for estimating the accuracy of recalled depression. Journal of the Royal Statistical Society: Applied Statistics, Series C. 2004; 53(2):341-53. [DOI:10.1046/j.1467-9876.2003.05211.x]
  11. Shabani A, Taheri A, Azadforouz S, Najd Abbasi Ch, Mousavi Z, Zangeneh K, et al. Bipolar Disorder Patients Follow-up (BDPF): Methods and materials. Journal of Research in Medical Sciences. 2010; 15(4):229-34. http://jrms.mui.ac.ir/index.php/jrms/article/view/4616
  12. Ebrahimi A, Taher Neshatdoost H, Mousavi SG, Asadollahi GA, Nasiri H. Controlled randomized clinical trial of spirituality integrated psychotherapy, cognitive-behavioral therapy and medication intervention on depressive symptoms and dysfunctional attitudes in patients with dysthymic disorder. Advanced Biomedical Research. 2013; 2:53. [DOI:10.4103/2277-9175.114201] [PMID] [PMCID]
  13. Zeschel E, Correll CU, Haussleiter IS, Krüger-Özgürdal S, Leopold K, Pfennig A, et al. The bipolar disorder prodrome revisited: Is there a symptomatic pattern? Journal of Affective Disorders. 2013; 151(2):551-60. [DOI:10.1016/j.jad.2013.06.043] [PMID]
  14. Vieta E. Guide to assessment scales in bipolar disorder. Tarporley: Springer Healthcare; 2010. [DOI:10.1007/978-1-907673-26-9]
  15. Barekatein M, Tavakkoli M, Molavi H, Maeroofi M, Salehi M. [Validity and reliability of Young Mania Rating Scale in Iran (Persian)]. Journal of Psychology. 2007; 11(2):150-66. https://iranjournals.nlai.ir/2467/article_588593.html
  16. Folstein MF, Folstein SE, McHugh PR. “Mini-mental state”: A practical method for grading the cognitive state of patients for the clinician. Journal of Psychiatric Research. 1975; 12(3):189-98. [DOI:10.1016/0022-3956(75)90026-6]
  17. Anthilingam P. Validation of an instrument to measure cognitive function in patients with heart failure [PhD. disertation]. New York: University of Rochester; 2007.
  18. Lorbach ER, Webster KE, Menz HB, Wittwer JE, Merory JR. Physiological falls risk assessment in older people with Alzheimer’s disease. Dementia and Geriatric Cognitive Disorders. 2007; 24(4):260-5. [DOI:10.1159/000107101] [PMID]
  19. Seyyedian M, Fallah M, Nooruzian M, Nejat S, Delavar A, Ghasemzadeh H. [Preparation and validation of the Persian version of the short test of mental status (Persian)]. Journal of Medical Council of Iran. 2007; 25(4):408-14.
  20. Abedi Gheshlaghi H, Valizadeh Kamran Kh. [Evaluation and zoning of forest fire risk using multi-criteria decision-making techniques and GIS (Persian)]. Journal of Natural Environmental Hazards. 2018; 7(15):49-66.
  21. Altman DG, Bland JM. Statistics notes: Diagnostic tests 2: Predictive values. BMJ. 1994; 309(6947):102. [DOI:10.1136/bmj.309.6947.102] [PMID] [PMCID]
  22. Yaseri M, Yekaninejad MS, Pakpour A, Rahmani S, Rangin H, Akaberi A. [Self-Learning concepts of diagnostic tests by graphical approach: sensitivity, specificity, positive predictive value and negative predictive value (Persian)]. Journal of North Khorasan University of Medical Sciences. 2012; 4(2):275-82. [DOI:10.29252/jnkums.4.2.275]
  23. Warshaw MG, Dyck I, Allsworth J, Stout RL, Keller MB. Maintaining reliability in a long-term psychiatric study: An ongoing inter-rater reliability monitoring program using the longitudinal interval follow-up evaluation. Journal of Psychiatric Research. 2001; 35(5):297-305. [DOI:10.1016/S0022-3956(01)00030-9]
  24. Yen CF, Chen CS, Yeh ML, Ker JH, Yang SJ, Yen JY. Correlates of insight among patients with bipolar I disorder in remission. Journal of Affective Disorders. 2004; 78(1):57-60. [DOI:10.1016/S0165-0327(02)00213-6]
  25. Ghaemi SN, Hebben N, Stoll AL, Pope Jr HG. Neuropsychological aspects of lack of insight in bipolar disorder: a preliminary report. Psychiatry Research. 1996; 65(2):113-20. [DOI:10.1016/S0165-1781(96)02956-3]
  26. Yen CF, Chen CS, Yeh ML, Yang SJ, Ke JH, Yen JY. Changes of insight in manic episodes and influencing factors. Comprehensive Psychiatry. 2003; 44(5):404-8. [DOI:10.1016/S0010-440X(03)00107-X]
نوع مطالعه: پژوهشي اصيل | موضوع مقاله: روانپزشکی و روانشناسی
دریافت: 1398/2/2 | پذیرش: 1398/6/9 | انتشار: 1399/1/30
ارسال نظر درباره این مقاله : نام کاربری یا پست الکترونیک شما:
CAPTCHA
بازنشر اطلاعات
Creative Commons License این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است.

کلیه حقوق این وب سایت متعلق به مجله روانپزشکی و روانشناسی بالینی ایران می باشد.

طراحی و برنامه نویسی : یکتاوب افزار شرق

© 2024 CC BY-NC 4.0 | Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology

Designed & Developed by : Yektaweb