Психиатрия Всемирная психиатрия
№02 2021
Клиническая значимость общих и частных дименсий в двухфакторных моделях психотических расстройств №02 2021
Номера страниц в выпуске:306-307
Растущее количество эмпирических данных указывает на то, что психотические расстройства более правильно понимать как непрерывный спектр психопатологических дименсий, которые могут быть организованы в иерархическую структуру.
Растущее количество эмпирических данных указывает на то, что психотические расстройства более правильно понимать как непрерывный спектр психопатологических дименсий, которые могут быть организованы в иерархическую структуру 1 .
Двухфакторные модели – это подгруппа иерархических моделей, которые могут дать ответ на несколько важных вопросов о структуре и внешней валидности психопатологии, включая природу общего фактора с учетом нагрузок симптомов, величину вариативности конкретных факторов из-за общего фактора и уникальные внешние корреляты общего и частных факторов 2,3 .
Хотя в предыдущих исследованиях двухфакторных моделей психотических расстройств подчеркивалась клиническая и исследовательская значимость разделения общей и частной психопатологии 4,5 , большинство из них имели ограничения из-за одной или нескольких проблем, касающихся размера выборки, ее репрезентативности, охвата симптомов и систематической внешней валидности. Особое беспокойство вызывают противоречивые результаты в литературе относительно природы и показателей достоверности общего фактора психоза.
Используя широкую выборку субъектов с полным спектром психотических расстройств, мы проверили конструктивную валидность альтернативных двухфакторных моделей симптомов и критериальную валидность факторов в наиболее подходящей модели 21 внешних валидаторов, включавшей факторы, предшествующие развитию заболевания, особенностей, связанных с заболеванием, переменные, связанные с лечением, и психосоциальные нарушения.
Исследуемая популяция состояла из 2240 пациентов с диагнозом функционального психотического расстройства по DSM-IV из определенной зоны обслуживания в Наварре (Испания) 6 и включала три подвыборки: госпитализации с первым эпизодом (N=486), госпитализации с множественными эпизодами (N=660) и амбулаторное лечение (N=1094).
В исследовании 57% выборки составили мужчины, средний возраст был 38,7±15,2 года, а средний балл по шкале Глобальной оценки функционирования (Global Assessment of Functioning scale) – 65,4±20,8. Диагнозы DSM-IV включали шизофрению (N = 908), шизофреноформное расстройство (N=180), бредовое расстройство (N=120), кратковременное психотическое расстройство (N=179), шизоаффективное расстройство (N=124), биполярное расстройство (N=345), большое депрессивное расстройство (N=245) и иные неуказанные психотические расстройства (N=139). Испытуемые прошли обширное клиническое обследование в рамках Комплексной оценки симптомов и анамнеза (Comprehensive Assessment of Symptoms and History, CASH).
Чтобы установить наиболее подходящую модель, двухфакторные модели оценивались в каждой подвыборке и в общей выборке с использованием процедуры omegaSem в пакете R. Семь альтернативных моделей были оценены с использованием нескольких информационных критериев, включая χ 2 , логарифмическое правдоподобие, информационный критерий Акаике (AIC), байесовский информационный критерий (BIC), байесовский информационный критерий с поправкой на размер выборки (SABIC), подтверждающий индекс соответствия, индекс Такера-Льюиса и среднеквадратичную ошибку аппроксимации. После определения наиболее подходящей модели мы проверили ее валидность в отношении внешних показателей с помощью линейной регрессии. В качестве комплексного теста связи между каждым фактором и валидаторами мы использовали общую линейную модель с частичным h2, указывающим процент уникальной дисперсии в каждом из факторов, который объясняется валидаторами. Чтобы избежать ложноположительных результатов, p было установлено на уровне <0,01.
Для всех сравниваемых критериев соответствия наиболее подходящей моделью в каждой подвыборке и во всей выборке была модель, включающая общий фактор и шесть конкретных факторов: снижение экспрессивности, абулия-ангедония, искажения реальности, дезорганизация, мания и депрессия. Разница в параметрах AIC, BIC и SABIC между этой моделью и моделью со вторым лучшим соответствием составила более 211 в каждой подвыборке и во всей выборке, что указывает на ее значительное превосходство над другими.
Факторные нагрузки на общий фактор были относительно большими для симптомов дезорганизации (среднее λ=0,58), умеренными для негативных симптомов (среднее λ=0,44), низкими для симптомов искажения реальности (среднее λ=0,23) и очень низкими для симптомов нарушения настроения (среднее λ=0,16). Разница в оценках симптомов, обусловленная общими и специфическими факторами, составила 61% и 31% соответственно.
Общий фактор демонстрировал более значимые связи с валидаторами, чем любой другой фактор, поскольку он предсказал большинство валидаторов и объяснил 54% их дисперсии. Показатель общего фактора был значимо связан с семейным риском шизофрении (β=0,056, 95% ДИ: 0,020–0,125), плохой успеваемостью (β=0,165, 95% ДИ: 0,125–0,205), неблагоприятным детским опытом (β=0,065, 95% ДИ: 0,024–0,105), плохой адаптацией в преморбиде (β=0,155, 95% ДИ: 0,118–0,191), длительностью нелеченого психоза (β=0,110, 95% ДИ: 0,072–0,174), ранним возрастом начала болезни (β=0,194, 95% ДИ: 0,153–234), хронической формой заболевания (β=0,140, 95% ДИ: 0,102–0,179), количеством госпитализаций (β=0,107, 95% ДИ: 0,067–0,148), когнитивными нарушениями (β=0,286, 95% ДИ: 0,249–0,322), течением хронического заболевания (β=0,129, 95 % ДИ: 0,092–0,176), годовыми дозами антипсихотиков (β=0,060, 95% ДИ: 0,019–0,100), текущей дозой антипсихотиков (β=0,596, 95% ДИ: 0,562–0,622), плохим ответом на терапию (β=0,176, 95% ДИ: 0,138–0,213) и четырьмя доменами нарушения психосоциального функционирования (β=0,223, 95% ДИ: 0,138–0,290).
В порядке убывания вклад отдельных факторов в объяснение показателей валидности был следующим: абулия-ангедония – 36%, снижение экспрессивности – 26%, депрессия – 23%, искажение реальности – 18%, мания – 12% и дезорганизация – 8%. Самая сильная связь как снижения экспрессивности, так и абулии-ангедонии была выявлена с социальными нарушениями (β=0,212, 95% ДИ: 0,168–0,252 и β=0,436, 95% ДИ: 0,42–0,488, соответственно). Наиболее сильная связь искажений реальности, дезорганизации, мании и депрессии была установлена с текущей дозой антипсихотиков (β=0,364, 95% ДИ: 0,336–0,394), плохим ответом на терапию (β=0,136, 95% ДИ: 0,099–0,173), отягощенной наследственностью по биполярному расстройству (β=0,227, 95% ДИ: 0,182–0,251) и полипрагмазией (β=0,438, 95% ДИ: 0,397–0,478).
Таким образом, конструктивная валидность двухфакторной модели с шестью конкретными факторами была подтверждена с помощью индексов статистического соответствия. На общий фактор психоза пришлась большая часть дисперсии симптомов, он был фактором, наиболее часто связанным с внешними показателями, объяснял 54% их вариации. Все это позволяет рассматривать общий фактор как ключевой конструкт психотической патологии. Наблюдаемый характер связи общего фактора с внешними валидаторами позволяет предположить, что он может указывать как на психотические расстройства, связанные с развитием нервной системы, так и служить маркером общей тяжести заболевания. Кроме того, эти результаты в целом согласуются с гипотезой о том, что общий фактор психоза может находиться на крайнем пределе тяжести общего психопатологического фактора 8 .
Несмотря на то, что он не является эксплицитным компонентом психиатрической нозологии, общий фактор психоза обеспечивает организационную модель для понимания психотических расстройств, что может иметь важное значение для прогнозирования соответствующих факторов риска и клинических особенностей 9 . Хотя прямая причинная интерпретация невозможна, внешние корреляты общего фактора психоза могут иметь ценность для клинической практики.
Оценка общего фактора может позволить идентифицировать предрасполагающие переменные и клинические особенности у пациентов с психотическими расстройствами, которым были бы полезны более тщательный клинический мониторинг и, вероятно, индивидуальные терапевтические вмешательства. Например, высокий балл по общему фактору, независимо от диагностических категорий, может стать предупреждением для врача о широком диапазоне неблагоприятных клинических исходов.
Исследование проведено при финансовой поддержке Министерства экономики, промышленности и конкурентоспособности Испании (the Spanish Ministry of Economy, Industry and Competitiveness) (грант PI16/02148) и Регионального правительства Наварры (the Regional Government of Navarra) (грант 31/17).
Перевод: к.м.н. Павлова-Воинкова (Санкт-Петербург)
Редактура: к.м.н. Федотов И.А. (Рязань)
Peralta V, Gil-Berrozpe GJ, Sánchez-Torres A, et al. Clinical relevance of general and specific dimensions in bifactor models of psychotic disorders. World Psychiatry. 2021;20(2):306-307.
DOI:10.1002/wps.20879
Двухфакторные модели – это подгруппа иерархических моделей, которые могут дать ответ на несколько важных вопросов о структуре и внешней валидности психопатологии, включая природу общего фактора с учетом нагрузок симптомов, величину вариативности конкретных факторов из-за общего фактора и уникальные внешние корреляты общего и частных факторов 2,3 .
Хотя в предыдущих исследованиях двухфакторных моделей психотических расстройств подчеркивалась клиническая и исследовательская значимость разделения общей и частной психопатологии 4,5 , большинство из них имели ограничения из-за одной или нескольких проблем, касающихся размера выборки, ее репрезентативности, охвата симптомов и систематической внешней валидности. Особое беспокойство вызывают противоречивые результаты в литературе относительно природы и показателей достоверности общего фактора психоза.
Используя широкую выборку субъектов с полным спектром психотических расстройств, мы проверили конструктивную валидность альтернативных двухфакторных моделей симптомов и критериальную валидность факторов в наиболее подходящей модели 21 внешних валидаторов, включавшей факторы, предшествующие развитию заболевания, особенностей, связанных с заболеванием, переменные, связанные с лечением, и психосоциальные нарушения.
Исследуемая популяция состояла из 2240 пациентов с диагнозом функционального психотического расстройства по DSM-IV из определенной зоны обслуживания в Наварре (Испания) 6 и включала три подвыборки: госпитализации с первым эпизодом (N=486), госпитализации с множественными эпизодами (N=660) и амбулаторное лечение (N=1094).
В исследовании 57% выборки составили мужчины, средний возраст был 38,7±15,2 года, а средний балл по шкале Глобальной оценки функционирования (Global Assessment of Functioning scale) – 65,4±20,8. Диагнозы DSM-IV включали шизофрению (N = 908), шизофреноформное расстройство (N=180), бредовое расстройство (N=120), кратковременное психотическое расстройство (N=179), шизоаффективное расстройство (N=124), биполярное расстройство (N=345), большое депрессивное расстройство (N=245) и иные неуказанные психотические расстройства (N=139). Испытуемые прошли обширное клиническое обследование в рамках Комплексной оценки симптомов и анамнеза (Comprehensive Assessment of Symptoms and History, CASH).
Чтобы установить наиболее подходящую модель, двухфакторные модели оценивались в каждой подвыборке и в общей выборке с использованием процедуры omegaSem в пакете R. Семь альтернативных моделей были оценены с использованием нескольких информационных критериев, включая χ 2 , логарифмическое правдоподобие, информационный критерий Акаике (AIC), байесовский информационный критерий (BIC), байесовский информационный критерий с поправкой на размер выборки (SABIC), подтверждающий индекс соответствия, индекс Такера-Льюиса и среднеквадратичную ошибку аппроксимации. После определения наиболее подходящей модели мы проверили ее валидность в отношении внешних показателей с помощью линейной регрессии. В качестве комплексного теста связи между каждым фактором и валидаторами мы использовали общую линейную модель с частичным h2, указывающим процент уникальной дисперсии в каждом из факторов, который объясняется валидаторами. Чтобы избежать ложноположительных результатов, p было установлено на уровне <0,01.
Для всех сравниваемых критериев соответствия наиболее подходящей моделью в каждой подвыборке и во всей выборке была модель, включающая общий фактор и шесть конкретных факторов: снижение экспрессивности, абулия-ангедония, искажения реальности, дезорганизация, мания и депрессия. Разница в параметрах AIC, BIC и SABIC между этой моделью и моделью со вторым лучшим соответствием составила более 211 в каждой подвыборке и во всей выборке, что указывает на ее значительное превосходство над другими.
Факторные нагрузки на общий фактор были относительно большими для симптомов дезорганизации (среднее λ=0,58), умеренными для негативных симптомов (среднее λ=0,44), низкими для симптомов искажения реальности (среднее λ=0,23) и очень низкими для симптомов нарушения настроения (среднее λ=0,16). Разница в оценках симптомов, обусловленная общими и специфическими факторами, составила 61% и 31% соответственно.
Общий фактор демонстрировал более значимые связи с валидаторами, чем любой другой фактор, поскольку он предсказал большинство валидаторов и объяснил 54% их дисперсии. Показатель общего фактора был значимо связан с семейным риском шизофрении (β=0,056, 95% ДИ: 0,020–0,125), плохой успеваемостью (β=0,165, 95% ДИ: 0,125–0,205), неблагоприятным детским опытом (β=0,065, 95% ДИ: 0,024–0,105), плохой адаптацией в преморбиде (β=0,155, 95% ДИ: 0,118–0,191), длительностью нелеченого психоза (β=0,110, 95% ДИ: 0,072–0,174), ранним возрастом начала болезни (β=0,194, 95% ДИ: 0,153–234), хронической формой заболевания (β=0,140, 95% ДИ: 0,102–0,179), количеством госпитализаций (β=0,107, 95% ДИ: 0,067–0,148), когнитивными нарушениями (β=0,286, 95% ДИ: 0,249–0,322), течением хронического заболевания (β=0,129, 95 % ДИ: 0,092–0,176), годовыми дозами антипсихотиков (β=0,060, 95% ДИ: 0,019–0,100), текущей дозой антипсихотиков (β=0,596, 95% ДИ: 0,562–0,622), плохим ответом на терапию (β=0,176, 95% ДИ: 0,138–0,213) и четырьмя доменами нарушения психосоциального функционирования (β=0,223, 95% ДИ: 0,138–0,290).
В порядке убывания вклад отдельных факторов в объяснение показателей валидности был следующим: абулия-ангедония – 36%, снижение экспрессивности – 26%, депрессия – 23%, искажение реальности – 18%, мания – 12% и дезорганизация – 8%. Самая сильная связь как снижения экспрессивности, так и абулии-ангедонии была выявлена с социальными нарушениями (β=0,212, 95% ДИ: 0,168–0,252 и β=0,436, 95% ДИ: 0,42–0,488, соответственно). Наиболее сильная связь искажений реальности, дезорганизации, мании и депрессии была установлена с текущей дозой антипсихотиков (β=0,364, 95% ДИ: 0,336–0,394), плохим ответом на терапию (β=0,136, 95% ДИ: 0,099–0,173), отягощенной наследственностью по биполярному расстройству (β=0,227, 95% ДИ: 0,182–0,251) и полипрагмазией (β=0,438, 95% ДИ: 0,397–0,478).
Таким образом, конструктивная валидность двухфакторной модели с шестью конкретными факторами была подтверждена с помощью индексов статистического соответствия. На общий фактор психоза пришлась большая часть дисперсии симптомов, он был фактором, наиболее часто связанным с внешними показателями, объяснял 54% их вариации. Все это позволяет рассматривать общий фактор как ключевой конструкт психотической патологии. Наблюдаемый характер связи общего фактора с внешними валидаторами позволяет предположить, что он может указывать как на психотические расстройства, связанные с развитием нервной системы, так и служить маркером общей тяжести заболевания. Кроме того, эти результаты в целом согласуются с гипотезой о том, что общий фактор психоза может находиться на крайнем пределе тяжести общего психопатологического фактора 8 .
Несмотря на то, что он не является эксплицитным компонентом психиатрической нозологии, общий фактор психоза обеспечивает организационную модель для понимания психотических расстройств, что может иметь важное значение для прогнозирования соответствующих факторов риска и клинических особенностей 9 . Хотя прямая причинная интерпретация невозможна, внешние корреляты общего фактора психоза могут иметь ценность для клинической практики.
Оценка общего фактора может позволить идентифицировать предрасполагающие переменные и клинические особенности у пациентов с психотическими расстройствами, которым были бы полезны более тщательный клинический мониторинг и, вероятно, индивидуальные терапевтические вмешательства. Например, высокий балл по общему фактору, независимо от диагностических категорий, может стать предупреждением для врача о широком диапазоне неблагоприятных клинических исходов.
Исследование проведено при финансовой поддержке Министерства экономики, промышленности и конкурентоспособности Испании (the Spanish Ministry of Economy, Industry and Competitiveness) (грант PI16/02148) и Регионального правительства Наварры (the Regional Government of Navarra) (грант 31/17).
Перевод: к.м.н. Павлова-Воинкова (Санкт-Петербург)
Редактура: к.м.н. Федотов И.А. (Рязань)
Peralta V, Gil-Berrozpe GJ, Sánchez-Torres A, et al. Clinical relevance of general and specific dimensions in bifactor models of psychotic disorders. World Psychiatry. 2021;20(2):306-307.
DOI:10.1002/wps.20879
Список исп. литературыСкрыть список1. Kotov R, Jonas KG, Carpenter WT et al. World Psychiatry 2020;19:151-72.
2. Bornovalova MA, Choate AM, Fatimah H et al. Biol Psychiatry 2020;88:18- 27.
3. Moore TM, Kaczkurkin AN, Durham EL et al. J Abnorm Psychol 2020;129: 677-88.
4. Reininghaus U, Priebe S, Bentall RP. Schizophr Bull 2013;39:884-95.
5. Reininghaus U, Bohnke JR, Chavez-Baldini U et al. World Psychiatry 2019; 18:67-76.
6. Peralta V, Gil-Berrozpe GJ, Librero J et al. Schizophr Bull Open 2020;1: sgaa008.
7. Andreasen NC, Flaum M, Arndt S. Arch Gen Psychiatry 1992;49:615-23.
8. Caspi A, Moffitt TE. Am J Psychiatry 2018;175:831-44.
9. Lahey BB, Krueger RF, Rathouz PJ et al. World Psychiatry 2017;16:142-4.