學齡前孤獨癥譜系障礙共患智力發育障礙兒童智力與孤獨癥癥狀的相關性分析

耿健，田應楷，鄭裕，孫愛梅

孤獨癥譜系障礙(autism spectrum disorder，ASD)是一組起病于兒童時期，主要表現為不同程度的社交溝通障礙、重復刻板行為、狹隘興趣及感覺異常的神經發育障礙性疾病[1]。除核心癥狀外，常存在或伴隨一些不能單獨用ASD 解釋的癥狀或疾病，即ASD 共患病[2]。這些共患疾病對該病的預后產生重大影響，其中智力發育障礙(intellectual developmental disorder，IDD)是ASD 常見的共患病之一，且不同研究人群IDD 共病率不同[3]。據國外研究報道，學齡期ASD 共患IDD 的比例為33%～35%，且約24%ASD 患兒的智商處于臨界范圍[4]。因此，探討ASD 共患IDD 這一群體智力水平與孤獨癥病情的相關性至關重要，對于指導臨床治療、改善患兒核心癥狀有重要意義。國內現有的研究[5]大多關注ASD 及IDD 程度隨年齡增加的變化，而以0～6 歲兒童神經心理發育量表(以下簡稱為兒心量表)發育商(developmental quotient，DQ)及兒童孤獨癥評定量表(childhood autism rating scale，CARS)為評價工具，探討ASD 共患IDD 患兒兩者相關性的研究報道較少。基于此，本研究以兒心量表DQ 和CARS 為評價指標，探討這一群體孤獨癥癥狀與智力發育水平的關系，以期為不同程度ASD 的早期篩查、干預及預后提供理論參考。

1 對象和方法

1.1 對象 回顧性收集遵義醫投康復醫院兒童康復科門診2021 年3 月至2023 年4 月就診并診斷為ASD 共患IDD 的患兒122 例為觀察組，另選同期來院診斷為IDD 的患兒120 例為對照組。其中觀察組男98 例，女24 例，平均年齡(51.56±14.36)個月；對照組男99 例，女21 例，平均年齡(52.88±14.22)個月。所有入組病例患兒家長知情同意，本研究經醫院倫理委員會批準(20210105-003)。

1.2 選取標準 觀察組：符合《美國精神障礙診斷和統計手冊(第五版)》(the Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders 5，DSM-V)中童年孤獨癥的標準；CARS 總分≥30 分；兒心量表DQ 總分≤75 分；排除雷特綜合征、單純智力發育障礙、語言發育遲緩、遺傳代謝性疾病或神經系統性疾病。對照組：符合DSM-V 中智力發育障礙的標準；兒心量表DQ 總分≤75 分；CARS 總分<30 分；存在社會生活能力缺陷；排除運動障礙、多動障礙及聽力障礙等精神疾病者。

1.3 評估工具 ①本研究采用兒心量表DQ 對患兒智力進行評估和病情程度分級。兒心量表是由首都兒科研究所與中國科學院心理研究所針對我國嬰兒情況自主研發的首個本土兒童發育評估量表[6]，包括大運動、精細動作、適應能力、語言和社交5 個維度。分級標準參考國家標準GB/T 26341-2010《殘疾人殘疾分類和分級》中0～6 歲智力殘疾四級分度法[7]，即：殘疾四級為輕度，DQ55～75 分；殘疾三級為中度，DQ 40～54 分；殘疾二級為重度，DQ 26～39 分；殘疾一級為極重，DQ 在25 分及以下。②采用兒童孤獨癥評定量表(CARS)[8]，對患兒進行診斷和評估ASD 嚴重程度。CARS 由人際關系、情緒反應、視覺反應、溝通、語言等在內的15 個項目組成，每個項目4 級評分，總分<30 分為非孤獨癥，30～36 分為輕至重度孤獨癥，>36 分為重度孤獨癥。適用于6 歲及以下兒童。

1.4 質量控制 本研究中所有評估均由經系統培訓并取得評估資質的專業人員實施。對于評估為陽性病例的患兒由2 名具有豐富臨床經驗的兒童精神科醫師進行診斷。

1.5 統計學方法 應用SPSS 25.0 統計軟件進行數據分析，計量資料用均數±標準差(±s)表示，定量變量選擇Pearson 相關性分析法，等級變量選擇Kendall 相關性分析法，采用多因素線性回歸分析ASD 兒童CARS 分數的相關影響因素。P<0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 兩組患兒一般資料比較 兩組患兒性別、年齡、DQ 總分差異無統計學意義(P>0.05)，CARS 分差異有統計學意義(Z=13.458，P<0.001)，見表1。

表1 兩組患兒一般資料比較[n，(±s)]

表1 兩組患兒一般資料比較[n，(±s)]

注：DQ=發育商，CARS=兒童孤獨癥評定量表；下同。

組別對照組觀察組統計值P 值例數120 122性別男99 98 0.189 0.664女21 24年齡/月52.88±14.22 51.56±14.36 0.722 0.471 DQ 總分/分51.30±11.46 51.29±10.72 0.003 0.997 CARS/分20.48±5.37 34.89±4.40 13.458<0.001

2.2 兩組患兒兒心量表DQ 總分與CARS 分相關性分析 對照組DQ 總分與CARS 分無相關性(r=-0.156，P=0.089)。觀察組DQ 與CARS 分數呈負相關(r=-0.423，P<0.001)，見表2。

表2 兩組患兒兒心量表DQ 總分與CARS 分相關性分析

2.3 觀察組患兒兒心量表各項DQ 分與CARS 分相關性分析 觀察組大運動及精細動作DQ 分與CARS分無相關性(r=0.172，P=0.058；r=0.071，P=0.439)，適應能力、語言及社交行為DQ 分與CARS 分呈負相關(r=-0.532，P<0.001；r=-0.546，P<0.001；r=-0.613，P<0.001)，見表3。

表3 觀察組患兒兒心量表各項DQ 分與CARS 分相關性分析

2.4 觀察組患兒兒心量表DQ 分級與CARS 分級相關性分析 觀察組智力水平分級與孤獨癥病情分級呈負相關(r=-0.243，P<0.05)，見表4。

表4 觀察組患兒兒心量表DQ 分級與CARS 分級相關性分析

2.5 觀察組影響CARS 分的多因素線性回歸分析 觀察組納入適應能力、語言、社交行為和DQ總分構建多因素線性回歸方程。結果發現，不同適應能力(b=-0.18，t=-5.95，P<0.001)，不同語言能力(b=-0.15，t=-4.94，P<0.001)，不同社交行為(b=-0.23，t=-6.31，P<0.001)及不同DQ 總分(b=0.50，t=7.38，P<0.001)對CARS 分的影響差異有統計學意義，見表5。回歸方程的回歸效果檢驗：F=42.121，P<0.001，回歸分析模型有統計學意義。決定系數R2=0.590，模型擬合效果良好。

表5 觀察組影響CARS 分的多因素線性回歸分析

3 討論

ASD 共患IDD 的共病率高，部分臨床癥狀相似。楊育林等[9]通過研究指出，這兩種發育障礙可通過遺傳、免疫、內分泌、代謝、神經及環境等途徑影響腦器質性或功能性改變，是該共病的潛在機制。目前，臨床上評價和診斷學齡前兒童神經系統發育及功能成熟情況的工具以Gesell 發育評估量表為主。王偉等[10]通過對2 000 例嬰幼兒ASD 進行回顧性分析，測量出兒心全量表篩查ASD 的AUC 值達0.970，靈敏度和特異度分別為95.00%、90.00%；且表明兒心量表作為成熟的本土化兒童智能發育量表，可一定程度上避免跨文化因素的干擾而導致的誤差，具有較高診斷效能。本研究以兒心量表作為智能評估工具，發現ASD 共患IDD 兒童其智力水平與孤獨癥癥狀及病情程度存在相關性。

本研究顯示，單純IDD 患兒其智力水平與孤獨癥癥狀無相關性，而ASD 共患IDD 患兒則表現出相反結果。各維度中，大運動、精細動作與智力水平無相關性，究其原因可能是：其一，兒心量表中所評估的大運動側重于協調功能和粗大運動能力，而與ASD 核心癥狀存在關聯的運動維度為運動中的控制能力、書寫能力[11]，二者有本質不同；其二，本研究納入的242 例患兒多為初篩陽性病例，未經系統干預治療，因此該觀察性研究結果與聯合運動處方治療ASD 的相關實驗性研究結論[12]并無沖突，且并不影響臨床相關體能康復方案[13]的制定。本研究顯示言語、適應能力及社交行為三個維度與孤獨癥癥狀評分呈負相關，且呈線性分布。這與李春麗等[5]一項139 名ASD患兒發育水平的橫斷面研究結果基本一致，說明發育水平差異是造成ASD 異質性的重要原因。臨床在以改善ASD 核心癥狀為主的治療中，應酌情將言語、適應能力及社交行為的康復治療納入方案[14]，這與國內學者[15]的研究結論契合。與此同時，綜合ASD 兒童言語、適應能力及社交行為三個維度兒心得分，可以為孤獨癥的診斷提供參考和指導[16]，并對評價其癥狀嚴重程度具有實際意義。本研究顯示，ASD 共患IDD 患兒其智力水平分級與孤獨癥病情程度呈現負相關性，這與國外一些學者[17]的研究結論一致。因此，臨床針對ASD 患兒智力程度改善的治療將有利于緩解患兒ASD 的臨床癥狀及程度。本研究也存在一些局限和不足，如樣本量較少，后續可通過擴大樣本量減少誤差；同時可追蹤該共病患兒干預后不同階段兩癥狀的相關性，更有利于臨床借鑒。

綜上所述，學齡前ASD 共患IDD 患兒其孤獨癥病情程度與智力落后程度存在密切相關性，兒童言語、適應能力及社交行為水平可以為孤獨癥的診斷提供參考，臨床上應兼顧ASD 兒童的智力水平進行針對性干預治療。