Abstract
Nåværende diagnostiske kriterier For mild kognitiv svekkelse (MCI) på Grunn Av Alzheimers sykdom (AD) krever standardiserte tester som er i stand til å måle en rekke nevrokognitive evner hos friske eldre personer og følsomme for å oppdage endring over tid. Det er for tiden ingen klart etablert «gullstandard» for dette formålet. Det Repeterbare Batteriet for Vurdering Av Nevropsykologisk Status (RBANS) er et mye brukt nevropsykologisk testbatteri for klinisk diagnose/sporing av demens, også nylig innlemmet i kliniske studier av nye undersøkelsesmedisiner for AD-behandling. RBANS har en rekke designfunksjoner som tyder på mulig nytte i diagnose / sporing AV MCI. Åttien pasienter med MCI fullførte RBANS og deres score ble sammenlignet med 81 demografisk matchet sunne kontroller. RBANS Totale Skala score i begge gruppene ble normalfordelt, og viste ingen gulv / tak effekter. MCI-gruppen var mest svekket på Forsinket Minneindeks (DMI). Mottakerens driftskarakteristikkanalyser reflekterte god diskriminering, med et areal under kurven på 0,88 For Totalskalaskår og 0,90 for DMI-skår. Ytelsesprofilen for MCI-gruppen var lik den som tidligere ble rapportert for milde AD-pasienter. RBANS kan være et egnet nevrokognitivt batteri for deteksjon og sporing AV MCI som antas å skyldes AD.
Innledning
det reviderte National Institute on Aging And Alzheimer ‘ S Association (NIA-AA) Arbeidsgruppekriterier for en klinisk diagnose av mild kognitiv svekkelse (MCI) på Grunn Av Alzheimers sykdom (AD) krever både observasjon av en nedgang i kognisjon (vanligvis i domenet til anterograd-minne) og dokumentasjon av nedsatt kognisjon, fortrinnsvis via standardisert nevrokognitiv testing (Albert et al., 2011). I tillegg bør pasienter ikke utvise svekkelser av en størrelse som er tilstrekkelig til å utgjøre en demens, som er definert av «signifikant» svekkelse i sosial eller yrkesmessig funksjon. Bevis på en profil av kognitiv svekkelse som ligner den som ble observert ved demens på GRUNN AV ALZHEIMERS, støtter DEN sentrale kliniske diagnosen MCI, som er bevis på progresjon av funksjonsnedsettelser over tid.Det er imidlertid en rekke hindringer for å komme fram til den kliniske diagnosen MCI, samt å definere MCI for forskningsformål (f.eks. kliniske studier). Dette er tydelig illustrert av det faktum at i mange prospektive studier, bare en liten prosentandel av pasientene først diagnostisert SOM Å ha MCI fremgang til demens på årsbasis. For Eksempel, I den Kliniske inddex-studien av rivastigmin FOR MCI, utviklet bare omtrent 5% av pasientene i placebogruppen i studien ÅRLIG TIL AD (Feldman et al ., 2007). Progresjon (eller konvertering) priser i noen samfunnsbaserte studier er enda lavere enn dette, og i noen studier, en større andel av pasienter diagnostisert MED MCI faktisk bedre over tid og «normalisere» snarere enn fremgang TIL AD (Palmer, Wang, Backman, Winblad, & Fratiglioni, 2002; Tyas et al., 2007). I klinikkbaserte populasjoner er konverteringsfrekvensene noe høyere, typisk i området 10%-20% per år (Bruscoli & Lovestone, 2002). I DET siste AD Neuroimaging Initiative (ADNI) ble omtrent 400 personer med MCI rekruttert for en prospektiv studie. Konverteringsfrekvensen til AD etter 1 år var 16,5% (Petersen et al., 2010), med en svært lik konverteringsfrekvens observert i år 2 (Gomar, Bobes-Bascaran, Conejero-Goldberg, Davies, & Goldberg, 2011).den tilsynelatende unøyaktigheten av DEN kliniske diagnosen MCI har ført til at mange forskere foreslo bruk av biomarkører for å «berike» prøver AV MCI-pasienter med personer som er mer sannsynlig å ha prodromal AD. Dette ble også understreket I nia-AA reviderte retningslinjer nevnt ovenfor (seeAlbert et al., 2011). I disse reviderte retningslinjene er sannsynligheten FOR AT MCI skyldes AD klassifisert som «usannsynlig», «mellomliggende» eller » høy » basert på biomarkørbevis. Den prediktive verdien av biomarkører for å identifisere personer som sannsynligvis vil utvikle seg til demens i nær fremtid, er ennå ikke bekreftet. Direkte sammenligning av nevropsykologiske og biomarkørdata har antydet at nevropsykologiske data faktisk kan være bedre enn biomarkørdata ved å forutsi konvertering FRA MCI TIL AD (Gomar et al., 2011; Schmand, Eikelenboom, & fra Gool, 2012). Videre har modellering av biomarkør berikelsesstrategier for kliniske studier konkludert med at disse ikke kan forbedre innskrivningen av passende pasienter betydelig, og at kost-nytte-forhold kan være uakseptabelt høyt (Lorenzi et al., 2010; Schneider, Kennedy, & Kutter, 2010).selv om kliniske vurderinger derfor sannsynligvis vil forbli kritiske for å diagnostisere MCI (og muligens for å forutsi progresjon/konvertering), er det ingen konsensus om hvilke tester, eller batteri av tester, som passer best til dette formålet. Multinasjonale kliniske studier har forsøkt å bruke AD Assessment Scale-Cognitive Section (ADAS-Cog; Rosen, Mohs, & Davis, 1984), men denne skalaen er svært ufølsom for MCI. I en klinisk studie med 2000 pasienter med MCI, rapporterte Winblad og kolleger (2008) at flertallet av pasientene hadde baseline score på 0 (ingen svekkelse) på 9 AV DE 11 ADAS-Cog-subtestene. I tillegg viste placebogruppen i denne studien ingen nedgang PÅ ADAS-Cog i løpet av studien. I kontrast ,de faktisk «forbedret» PÅ ADAS-Cog over en 2-års periode, til tross for forverring På Klinisk Demens Rating scale (et mye brukt mål på funksjonell status). Denne tilsynelatende praksiseffekten ble også rapportert i en 48-ukers studie av donepezil I MCI (Doody et al., 2009), hvor pasienter i placeboarmen forbedret seg noe i løpet av studien PÅ ADAS-Cog.i motsetning til kliniske studier, involverer klinisk nevropsykologisk vurdering av MCI vanligvis administrasjon av flere standardiserte tiltak av minne, språk, oppmerksomhet, visuospatial og andre neurokognitive domener. Vanlige tester inkluderer tiltak kjent for å være følsomme for MCI/mild AD, inkludert tiltak av anterograd-minne som involverer forsinket tilbakekalling og anerkjennelse, tiltak av semantisk flyt og tiltak av kognitiv prosesseringshastighet (De Jager, Hogervorst, Combrinck, & Budge, 2003; Devanand, Folz, Gorlyn, Moeller, & Stern, 1997; howieson et al., 2008; Wilson, Leurgans, Boyle, & Bennett, 2011). Testene som brukes i rutinemessige vurderinger av denne art, velges imidlertid av undersøkende nevropsykolog, og det er ikke noe» standard » batteri som administreres på tvers av steder. I tillegg er disse testene for det meste ikke samstandardisert eller samstandardert, og tolkningen av resultatene krever en god del kompetanse. Da disse testene vanligvis ble designet for diagnostiske formål, og ikke for sporing/utfallsmåling, mangler de fleste også alternative former. Alternative former er nødvendige for å forhindre praksiseffekter, noe som kan skjule underliggende sykdomsprogresjon og forhindre påvisning av sann nedgang. Til slutt genererer et typisk klinisk nevropsykologisk testbatteri som brukes i DIAGNOSEN MCI ikke en enkelt global score, og globale score er nyttige for peer-to-peer-kommunikasjon om sykdoms alvorlighetsgrad, for karakterisering av prøver for forskning og for sporing av utfall i kliniske studier.
Det Repeterbare Batteriet for Vurdering Av Nevropsykologisk Status (RBANS; Randolph, 1998) er et klinisk verktøy som ble spesielt utviklet for både diagnostiske formål og for sporing av utfall. Et av de viktigste designmålene for batteriet var å oppdage og karakterisere svært mild demens. RBANS har de ekstra fordelene ved å være relativt kort (∼25 min) å administrere, den har fire ekvivalente alternative former, og det er for tiden over 25 språklig og kulturelt validerte oversettelser. Det er også bærbart, og krever bare et stimulanshefte og rekordskjema for å administrere, og det krever ikke at emnet skal være litterat, noe som øker tverrkulturell anvendelighet og generaliserbarhet av resultater. RBANS er for tiden mye brukt til kliniske diagnostiske formål og har nylig blitt distribuert i multinasjonale kliniske studier av undersøkelsesforbindelser for AD. RBANS genererer indekspoeng for fem nevrokognitive domener, samt En Total Skala Indekspoeng. Disse designfunksjonene til RBANS tyder på at DET kan være et egnet verktøy for å diagnostisere og spore pasienter med MCI.Ytterligere data som støtter DEN potensielle nytten AV RBANS i denne sammenheng kommer fra flere rapporter om at pasienter med AD har en tydelig profil av verdifall på TVERS AV rbans indeks score, i motsetning til demens av andre årsaker (Beatty et al., 2003; Randolph, Tierney, Mohr, & Chase, 1998). Nytten AV RBANS i diagnostisering AV ALZHEIMERS demens har vært godt etablert (Duff et al., 2008), og RBANS er prediktiv for funksjonell kapasitet hos PASIENTER med AD (Freilich & Hyer, 2007). RBANS har også blitt rapportert å være prediktive for funksjonell kapasitet (dvs. kjøring) hos pasienter MED MCI (Badenes Guia, Casas Hernanz, Cejudo Bolivar, & Aguilar Barbera, 2008). RBANENE korrelerer med alle seks domenene I Clinical Dementia Rating Scale hos pasienter MED MCI og AD (Hobson, Hall, Humphreys-Clark, Schrimsher, & O ‘ Bryant, 2010), og RBANENE har vist seg å korrelere med AD biomarkører, inkludert funksjonelle neuroimaging data hos pasienter med AD (Forster et al., 2010; Wilhelm Et al., 2009). Endelig HAR RBANS vist seg å være følsomme for å oppdage kognitiv forbedring i datatrening designet for å øke minnefunksjonen hos ikke-dementerte eldre voksne (Mahncke et al., 2006) og i en liten klinisk studie I MCI (Kotani et al., 2006). Derfor ser DET ut TIL AT RBANS kan oppfylle mange av kriteriene som er nødvendige for ET» gullstandard » nevrokognitivt batteri for diagnose, sporing og klinisk prøveutfallsmåling I MCI.
selv om bruken AV RBANS i diagnosen AD er veletablert, er det mindre data om følsomheten / spesifisiteten TIL RBANS i MCI. Duff, Hobson, Beglinger, and O ‘ Bryant (2010) publiserte nylig et papir om dette emnet som tyder på at rbans spesifisitet var veldig bra, men at følsomheten bare var moderat. Disse forfatterne rapporterte receiver operating characteristics (ROC) analyser med areal under kurven (AUC) verdier på 0,78 for BÅDE Rbans Forsinket Minne Indeks (DMI) og Total Skala score. Spesifisitet varierte fra 0,8 til 0,986 for ulike cutoffs på hvert av disse tiltakene, men sensitivitet var ikke høyere enn 0,566 (med tilsvarende spesifisitet på 0,829).
fagene for studien av Duff ble rekruttert fra samfunnet, og de ble valgt ut fra ytelse på telefon screening oppgaver som var suggestive FOR MCI. De ble senere klassifisert SOM ENTEN MCI eller» normal «på grunnlag av ytelse på forsinkede tilbakekallingsforsøk Av Hopkins Verbal Learning Test-Revidert (HVLT-R; Brandt & Benedict, 2001) Og Kort Visuospatial Minnetest-Revidert (BVMT-R; Benedict, 1997). Hvis et emne oppnådde en ytelse på eller under 7. persentil (≥1.5 SD) av normal i gjennomsnitt av disse to poengene og hadde også en subjektiv klage (enten emne, sikkerhetskilde eller begge) av minneproblemer, ville emnet bli klassifisert SOM MCI. Hvis et emne scoret over 7. persentil på denne poengsummen, ble emnet klassifisert som normalt, uavhengig av om emnet hadde minneklager eller ikke.
de statistiske analysene i denne studien ble nøye utført og utvalgsstørrelsene var ganske store (MCI = 72, kontroller = 71), men denne metoden for forsøkspersonutvelgelse reflekterer ikke MÅTEN MCI diagnostiseres klinisk på og introduserer en konstateringsskjevhet. Ingen av pasientene hadde blitt henvist til klinisk evaluering av mistenkt minnetap, og ingen av dem ble klinisk diagnostisert MED MCI. Stol på en dårlig poengsum som består av gjennomsnittet av bare to subtestpoeng som en klassifiseringsteknikk, er tvilsom og foreslår også muligheten for regresjon til gjennomsnittet på andre mål av minne, inkludert RBANS. FAKTISK var» MCI «- gruppens gjennomsnittlige ytelse på RBANS DMI (SS = 92.4) i det normale lave gjennomsnittlige området og tyder ikke på betydelig svekkelse, til tross for at den var betydelig under den» normale » gruppen (SS = 101.4)i denne studien. SIDEN RBANS DMI er en sammensatt score fra fire deltester og skaleres basert på populasjonsbasert normering (i motsetning TIL ENTEN HVLT-R eller BVMT-R), er score på RBANS mer sannsynlig å reflektere over «ekte» minneevne. Andre studier som har inkludert klinikkbaserte forsøkspersoner har rapportert gjennomsnittlig RBANS DMI-score som var mer i tråd med forventningene til en minneforstyrret populasjon (F. eks., 2010; Jørgen et al., 2006).fokuset i den nåværende studien var å undersøke RBANS ytelse hos en gruppe pasienter som ble klinisk diagnostisert MED MCI og å sammenligne dem med en gruppe fag fra rbans normative database, med presis demografisk matching av de to gruppene. Selv om vi ikke kan spore endring ved hjelp av denne tverrsnittsmetoden, ble denne tilnærmingen ansett som en mer egnet metode for å undersøke sensitivitet/spesifisitet AV RBANS i denne pasientpopulasjonen. Vi antydet AT RBANS-poengene i denne klinikkprøven ville være vesentlig lavere enn I Duff og kollega-studien og mer konsistent med andre studier som har rapportert om klinikkbaserte prøver.
Metoder
Deltakere
Pasienter ble identifisert fra prospektivt evaluerte tilfeller over 2 år fra de samlede databasene til to akademisk tilknyttede kliniske sentre. Alle pasienter ble diagnostisert MED MCI på GRUNN AV AD (eller «amnestisk MCI» før publisering av de reviderte retningslinjene) på grunnlag av (a) observert nedgang av en informant i minnet i løpet av det foregående året; (b) objektive bevis på ytelse under forventet premorbidnivå i anterograd minne på standardiserte nevropsykologiske batterier i vurderingen av undersøkende nevropsykolog (SK og CR); og (c) relativ bevaring av uavhengighet med hensyn til de fleste daglige aktiviteter. Ved hvert senter involverte den typiske standarden på omsorg også gjennomgang av neuroimaging data og standard laboratorier som var nødvendige for å utelukke strukturelle, metabolske eller smittsomme etiologier for kognitiv svekkelse, selv om disse dataene ikke ble samlet for rapportering her. Denne metoden avviker noe fra den kliniske diagnostiske tilnærmingen som ble brukt i noen forskningsprøver, da informantbasert observasjon var nødvendig (i motsetning til å stole på subjekt selvrapport som ekvivalent), og det var ingen definert cutoff score for å etablere «verdifall».»I tillegg ble diagnosen laget av en klinisk nevropsykolog, som utelukket andre potensielle etiologier (f. eks. depresjon, somatoform lidelse) for de rapporterte klager og observerte funksjonsnedsettelser. Selv om denne tilnærmingen er litt strengere enn det som kreves av de reviderte nia-AA-retningslinjene, var dette standardprotokollen for diagnose ved hvert senter i løpet av denne tidsrammen.Som det fremgår Av Tabell 1, var dette et relativt velfungerende utvalg av pasienter, med gjennomsnittlige generelle intellektuelle ferdigheter (vurdert Av Wechsler Abbreviated Scale Of Intelligence eller Kortformen Av Wechsler Scale Of Intelligence ) som falt solid innenfor gjennomsnittlig rekkevidde. Ytelsen på alle andre ikke-minnemålinger var også innenfor normale grenser (Tabell 1).
Deltakerdemografi
| . | MCI . | HC . |
|---|---|---|
| N | 81 | 81 |
| Age (years) | 77.3 (6.8) | 76.8 (6.4) |
| Gender (F:M) | 47:34 | 47:34 |
| Yrs Ed | 15.4 (2.7) | 15.4 (3.0) |
| Race (Caucasian:African American:Asian) | 73:6:2 | 76:4:1 |
| Neuropsychological tests | ||
| FSIQ | 106.5 (13.6) | – |
| WTAR Predicted FSIQ | 108.5 (9.6) | – |
| Rey Complex Figure Test-Copy (n = 42) | 30.0 (5.8) | – |
| BNT | 46.6 (8.2) | – |
| COWAT | 34.5 (12.1) | – |
| VCAT (n = 39) | 14.03 (4.5) | – |
| GDS | 7.9 (4.9) | – |
| DRS-2 Attention (n = 37) | 36.3 (15.2) | – |
| DRS-2 Initiation/Perseveration (n = 37) | 33.0 (4.7) | – |
| DRS-2 Construction (n = 37) | 5.78 (0.5) | – |
| DRS-2 Conceptualization (n = 37) | 37.16 (2.3) | – |
| DRS-2 Memory (n = 37) | 20.2 (4.2) | – |
| DRS-2 Total Score (n = 37) | 131.0 (10.3) | – |
| . | MCI . | HC . |
|---|---|---|
| N | 81 | 81 |
| Age (years) | 77.3 (6.8) | 76.8 (6.4) |
| Gender (F:M) | 47:34 | 47:34 |
| Yrs Ed | 15.4 (2.7) | 15.4 (3.0) |
| Race (Caucasian:African American:Asian) | 73:6:2 | 76:4:1 |
| Neuropsychological tests | ||
| FSIQ | 106.5 (13.6) | – |
| WTAR Predicted FSIQ | 108.5 (9.6) | – |
| Rey Complex Figure Test-Copy (n = 42) | 30.0 (5.8) | – |
| BNT | 46.6 (8.2) | – |
| COWAT | 34.5 (12.1) | – |
| VCAT (n = 39) | 14.03 (4.5) | – |
| GDS | 7.9 (4.9) | – |
| DRS-2 Attention (n = 37) | 36.3 (15.2) | – |
| DRS-2 Initiation/Perseveration (n = 37) | 33.0 (4.7) | – |
| DRS-2 Construction (n = 37) | 5.78 (0.5) | – |
| DRS-2 Conceptualization (n = 37) | 37.16 (2.3) | – |
| DRS-2 Memory (n = 37) | 20.2 (4.2) | – |
| DRS-2 Total Score (n = 37) | 131.0 (10.3) | – |
Notes: MCI = mild cognitive impairment; HC = healthy control; Yrs Ed = years of education; WTAR = Wechsler Test of Adult Reading; BNT = Boston Naming Test; COWAT = Controlled Oral Word Association Test; VCAT = Verbal Concept Attainment Test; GDS = Geriatric Depression Scale; DRS-2 = Dementia Rating Scale-2; FSIQ = full-scale IQ. Numeric data are the means (SD).
Participant demographics
| . | MCI . | HC . |
|---|---|---|
| N | 81 | 81 |
| Age (years) | 77.3 (6.8) | 76.8 (6.4) |
| Gender (F:M) | 47:34 | 47:34 |
| Yrs Ed | 15.4 (2.7) | 15.4 (3.0) |
| Race (Caucasian:African American:Asian) | 73:6:2 | 76:4:1 |
| Neuropsychological tests | ||
| FSIQ | 106.5 (13.6) | – |
| WTAR Predicted FSIQ | 108.5 (9.6) | – |
| Rey Complex Figure Test-Copy (n = 42) | 30.0 (5.8) | – |
| BNT | 46.6 (8.2) | – |
| COWAT | 34.5 (12.1) | – |
| VCAT (n = 39) | 14.03 (4.5) | – |
| GDS | 7.9 (4.9) | – |
| DRS-2 Attention (n = 37) | 36.3 (15.2) | – |
| DRS-2 Initiation/Perseveration (n = 37) | 33.0 (4.7) | – |
| DRS-2 Construction (n = 37) | 5.78 (0.5) | – |
| DRS-2 Conceptualization (n = 37) | 37.16 (2.3) | – |
| DRS-2 Memory (n = 37) | 20.2 (4.2) | – |
| DRS-2 Total Score (n = 37) | 131.0 (10.3) | – |
| . | MCI . | HC . |
|---|---|---|
| N | 81 | 81 |
| Age (years) | 77.3 (6.8) | 76.8 (6.4) |
| Gender (F:M) | 47:34 | 47:34 |
| Yrs Ed | 15.4 (2.7) | 15.4 (3.0) |
| Race (Caucasian:African American:Asian) | 73:6:2 | 76:4:1 |
| Neuropsychological tests | ||
| FSIQ | 106.5 (13.6) | – |
| WTAR Predicted FSIQ | 108.5 (9.6) | – |
| Rey Complex Figure Test-Copy (n = 42) | 30.0 (5.8) | – |
| BNT | 46.6 (8.2) | – |
| COWAT | 34.5 (12.1) | – |
| VCAT (n = 39) | 14.03 (4.5) | – |
| GDS | 7.9 (4.9) | – |
| DRS-2 Attention (n = 37) | 36.3 (15.2) | – |
| DRS-2 Initiation/Perseveration (n = 37) | 33.0 (4.7) | – |
| DRS-2 Construction (n = 37) | 5.78 (0.5) | – |
| DRS-2 Conceptualization (n = 37) | 37.16 (2.3) | – |
| DRS-2 Memory (n = 37) | 20.2 (4.2) | – |
| DRS-2 Total Poengsum (n = 37) | 131.0 (10.3) | – |
merknader: mci = mild kognitiv svekkelse; hc = sunn kontroll; yrs ED = År Med Utdanning; wtar = wechsler test av voksen lesing; bnt = boston naming test; cowat = kontrollert muntlig ord forening test; vcat = verbal konsept oppnåelse test; gds = geriatrisk depresjon skala; drs-2 = demens rating scale-2; fsiq = fullskala iq. Numeriske data er midler (SD).Friske kontroller (Hcs) ble valgt fra RBANS standardiseringsprøven og matchet TIL MCI-pasientene på grunnlag av kjønn, rase, alder og år med utdanning. Denne studien ble godkjent av institutional review board Ved New York University Langone Medical Center og Loyola University Medical Center.
Resultater
gruppediskriminering
alle statistiske analyser ble utført VIA SPSS 15.0 med nominell signifikans satt til 0,05. De to gruppene skilte seg ikke vesentlig fra noen av de demografiske variablene (Tabell 1). Til tross for relativt intakt generell intellektuell evne, pasienter med MCI utført betydelig under kontrollene på alle seks rbans indeks score. I samsvar med forventningene ble den største forskjellen observert på RBANS DMI, med en forskjell mellom de to gruppemidlene på nesten 30 poeng (Tabell 2). Dette er i motsetning til 9-punkts forskjellen rapportert Av Duff og kolleger (2010) på Denne Indeksen score.
RBANS Index score
| RBANS Index score . | MCI . | HC . | p-value . |
|---|---|---|---|
| Immediate Memory | 83.0 (14.1) | 100.8 (16.0) | <.001 |
| Visuospatial/Constructional | 87.8 (17.7) | 105.1 (14.1) | <.001 |
| Language | 89.7 (11.6) | 99.9 (11.3) | <.001 |
| Attention | 96.4 (14.6) | 105.0 (15.4) | <.001 |
| Delayed Memory | 73.4 (16.5) | 101.4 (14.4) | <.001 |
| Total Scale | 81.8 (11.1) | 103.4 (14.2) | <.001 |
| RBANS Index score . | MCI . | HC . | p-value . |
|---|---|---|---|
| Immediate Memory | 83.0 (14.1) | 100.8 (16.0) | <.001 |
| Visuospatial/Constructional | 87.8 (17.7) | 105.1 (14.1) | <.001 |
| Language | 89.7 (11.6) | 99.9 (11.3) | <.001 |
| Attention | 96.4 (14.6) | 105.0 (15.4) | <.001 |
| Delayed Memory | 73.4 (16.5) | 101.4 (14.4) | <.001 |
| Total Scale | 81.8 (11.1) | 103.4 (14.2) | <.001 |
Notes: Data are the means (SD). p-values are from individual one-way ANOVAs. MCI = mild cognitive impairment; HC = healthy control.
RBANS Index scores
| RBANS Index score . | MCI . | HC . | p-value . |
|---|---|---|---|
| Immediate Memory | 83.0 (14.1) | 100.8 (16.0) | <.001 |
| Visuospatial/Constructional | 87.8 (17.7) | 105.1 (14.1) | <.001 |
| Language | 89.7 (11.6) | 99.9 (11.3) | <.001 |
| Attention | 96.4 (14.6) | 105.0 (15.4) | <.001 |
| Delayed Memory | 73.4 (16.5) | 101.4 (14.4) | <.001 |
| Total Scale | 81.8 (11.1) | 103.4 (14.2) | <.001 |
| RBANS Index score . | MCI . | HC . | p-value . |
|---|---|---|---|
| Immediate Memory | 83.0 (14.1) | 100.8 (16.0) | <.001 |
| Visuospatial/Constructional | 87.8 (17.7) | 105.1 (14.1) | <.001 |
| Language | 89.7 (11.6) | 99.9 (11.3) | <.001 |
| Attention | 96.4 (14.6) | 105.0 (15.4) | <.001 |
| Delayed Memory | 73.4 (16.5) | 101.4 (14.4) | <.001 |
| Total Scale | 81.8 (11.1) | 103.4 (14.2) | <.001 |
Merknader: Data er midlene (SD). p-verdiene er fra individuelle enveis ANOVAs. MCI = mild kognitiv svekkelse; HC = sunn kontroll.fordelingen AV RBANS Totale skala score for HC-og MCI-gruppene ble separat testet for normalitet, og begge ser ut til å være normalfordelt (Kolmogorov–Smirnov og Shapiro–Wilk statistikk begge ikke-signifikante for begge gruppene). Fordelingen AV RBANS Totale Skala score etter gruppe er avbildet I Figur 1.
Fordeling AV RBANS totale skala indeks score, etter gruppe. Totalt mulig rekkevidde er 40-160. Begge fordelingene oppfylte alle forutsetninger for normalitet (se tekst). MCI = mild kognitiv svekkelse; HC = normale kontroller.
Fordeling AV RBANS totale skala indeks score, etter gruppe. Totalt mulig rekkevidde er 40-160. Begge fordelingene oppfylte alle forutsetninger for normalitet (se tekst). MCI = mild kognitiv svekkelse; HC = normale kontroller.
mottaker driftskurver ble generert for BÅDE RBANS DMI og Total Skala Indeks score. AUC for DMI var 0,90 og For Totalskalaindeksen VAR AUC 0,88 (Fig. 2).
Sensitivitet og spesifisitet ble beregnet for score på 1,0 OG 1,5 SD under populasjonsbaserte midler for RBANENE. Siden RBANS har populasjonsbaserte normer, ble dette sett på som en mer generaliserbar tilnærming enn bare å stole på hc-utvalgsfordelingene i denne studien. Cutoffs ble derfor satt for indeks score under 85 og under 78 for BÅDE DMI score og Total Skala Indeks score. Resultatene, inkludert positive prediktive og negative prediktive verdier for hver cutoff score, finnes i Tabell 3.
Sensitivity and specificity for cutoff scores
| Score . | Cutoff . | Sensitivity (%) . | Specificity (%) . | PPV (%) . | NPV (%) . |
|---|---|---|---|---|---|
| Delayed Memory Index | <85 | 71.6 | 89.9 | 86.6 | 75.8 |
| Delayed Memory Index | <78 | 55 | 95.6 | 91.8 | 68.1 |
| Total Scale Index | <85 | 64.2 | 90.1 | 86.7 | 71.6 |
| Total Scale Index | <78 | 32.1 | 96.3 | 89.7 | 58.6 |
| Score . | Cutoff . | Sensitivity (%) . | Specificity (%) . | PPV (%) . | NPV (%) . |
|---|---|---|---|---|---|
| Delayed Memory Index | <85 | 71.6 | 89.9 | 86.6 | 75.8 |
| Delayed Memory Index | <78 | 55 | 95.6 | 91.8 | 68.1 |
| Total Scale Index | <85 | 64.2 | 90.1 | 86.7 | 71.6 |
| Total Scale Index | <78 | 32.1 | 96.3 | 89.7 | 58.6 |
PPV = positiv prediktiv verdi; npv = negativ prediktiv verdi.
Sensitivitet og spesifisitet for cutoff score
| Score . | Cutoff . | Følsomhet ( % ). | Spesifisitet (%) . | PPV ( % ). | NPV ( % ). |
|---|---|---|---|---|---|
| Delayed Memory Index | <85 | 71.6 | 89.9 | 86.6 | 75.8 |
| Delayed Memory Index | <78 | 55 | 95.6 | 91.8 | 68.1 |
| Total Scale Index | <85 | 64.2 | 90.1 | 86.7 | 71.6 |
| Total Scale Index | <78 | 32.1 | 96.3 | 89.7 | 58.6 |
| Score . | Cutoff . | Sensitivity (%) . | Specificity (%) . | PPV (%) . | NPV (%) . |
|---|---|---|---|---|---|
| Delayed Memory Index | <85 | 71.6 | 89.9 | 86.6 | 75.8 |
| Delayed Memory Index | <78 | 55 | 95.6 | 91.8 | 68.1 |
| Total Scale Index | <85 | 64.2 | 90.1 | 86.7 | 71.6 |
| Total Scale Index | <78 | 32.1 | 96.3 | 89.7 | 58.6 |
Notes: PPV = positive predictive value; NPV = negative predictive value.
MCI Profil
RBANS har også blitt brukt til å profilere kognitiv svekkelse i demens, skille mellom den «kortikale» profilen TIL AD og Den «subkortiske» profilen Av Huntingtons sykdom, Parkinsons sykdom og vaskulær demens (F.eks. Beatty et al., 2003; Randolph, 1998; Randolph et al., 1998). En subkortikal-kortikal avviksscore beregnes ved å ta gjennomsnittet Av Visuospatial-Konstruktiv Og Oppmerksomhetsindeks og trekke gjennomsnittet Av Språk-og DMI-poengene. Positive verdier reflekterer et» kortikalt » eller MER AD-lignende mønster av ytelse.
Subkortikal–kortikal avviksskår ble beregnet for alle forsøkspersoner, og gruppene ble sammenlignet via enveis ANOVAs. MCI-gruppen hadde signifikant høyere avvikscore enn HC-gruppen (F = 8.3, p < .005). DETTE antyder AT MCI-gruppen hadde ET AD-lignende mønster av funksjonsnedsettelser.
Diskusjon
denne studien involverte en retrospektiv gjennomgang AV RBANS-data fra et utvalg av klinisk diagnostiserte pasienter fra to akademisk tilknyttede praksisinnstillinger. RBANS index score fra denne prøven ble sammenlignet med score fra EN HC prøve hentet fra rbans normative database for å matche den kliniske prøven på relevante demografiske egenskaper. RBANS viste seg å være følsomme for et komplett spekter av ytelse i begge grupper, diskriminert mellom gruppene med en ganske høy grad av nøyaktighet, og MCI-fagene viste en profil som var lik den som ble observert hos AD-fag. Disse funnene fastslår videre nytten AV RBANS som et egnet instrument for diagnostiske evalueringer av pasienter med mistanke OM MCI.
RBANENE har også fire ekvivalente former, noe som gjør det mulig å gjenta testing over ganske korte tidsintervaller uten å pådra seg betydelige praksiseffekter. I forbindelse med testens korthet er dette en funksjon som er verdifull og nødvendig for kliniske forsøk. Den kliniske gyldigheten av testen med hensyn til vurdering av ALZHEIMERS sykdom og andre demens sykdommer er godt etablert, og det er ikke noe annet standardisert nevrokognitivt batteri med populasjonsbaserte normer som har disse designfunksjonene (f. eks., korte, flere fullt alternative former, designet for å oppdage og karakterisere mild demens).I tillegg til å være i stand til å diskriminere mellom pasienter med klinisk diagnostisert MCI og HCs; imidlertid bør et batteri som er nyttig for både klinisk diagnostisk og klinisk forsøksformål, vise seg å ha noen nytte for å identifisere personer som virkelig er i PRODROMALFASEN av AD. Fremtidige studier med RBANS og andre kandidatinstrumenter for dette formålet bør innebære undersøkelse av i hvilken grad global ytelse eller spesifikke ytelsesmønstre er prediktive for senere kognitiv tilbakegang og konvertering til AD.som nevnt tidligere har foreløpige data som sammenligner ulike nevropsykologiske tiltak med biomarkører i slike spådommer, hatt en tendens til å favorisere nevropsykologiske tiltak. Dette kan ikke være så overraskende når man vurderer resultatene av noen nyere data fra store samfunnsbaserte prospektive studier som har involvert klinisk-patologiske korrelasjoner, for eksempel Rush Memory and Aging Project Og Religious Ordens Study. Disse store longitudinelle studiene har gitt data som indikerer at en høy andel individer som er kognitivt normale ved døden faktisk oppfyller nevropatologiske kriterier for AD, og at andelen individer diagnostisert med AD som faktisk har » ren » AD ved obduksjon ikke er mye forskjellig, i området 30%-40% for hver gruppe (Bennett et al ., 2006; Schneider, Arvanitakis, Bang, & Bennett, 2007). Dette lover ikke godt for biomarkør prediksjon av kognitiv svikt og sannsynligvis forklarer hvorfor studier AV CSF markører og hjernen amyloid imaging vanligvis rapporterer mye overlapping mellom grupper av fag som er klinisk klassifisert som kognitivt normal, MCI, OG AD.Begrensninger i denne studien inkluderer det faktum AT RBANS var en del av det større nevropsykologiske batteriet som delvis ble brukt til å stille DIAGNOSEN MCI. I hvert senter utgjorde IMIDLERTID RBANENE ikke mer enn 1/3 av den nevrokognitive testøkten( når det gjelder administrasjonstid), og ytterligere tiltak av oppmerksomhet, språk, minne, visuospatial og utøvende funksjoner ble gitt under disse diagnostiske evalueringene. Selv om RBANS-resultatene derfor kan ha påvirket diagnosen til en viss grad, var det en rekke andre tiltak av de samme nevrokognitive domenene som også ble brukt til diagnostiske formål. Disse varierte til en viss grad på tvers av de to sentrene, og siden vårt kontrollutvalg kom fra RBANS standardiseringsdatasett (som ikke inkluderte andre tiltak gitt til det normative utvalget), kunne VI ikke anvende ROC-analyser eller undersøke sensitivitet/spesifisitet for andre tiltak enn RBANS. Vi mangler for tiden tilstrekkelig oppfølgingsdata for å undersøke den prediktive verdien AV RBANENE for å identifisere HVILKE MCI-pasienter i denne prøven som ble forverret over tid eller konvertert til AD, selv om disse dataene for tiden samles inn.Totalt sett, for et relativt kort batteri, viste RBANS god følsomhet og spesifisitet ved identifisering av pasienter med MCI, og størrelsen på forskjellen mellom kontroll-og MCI-gruppene var betydelig (f.eks. nesten 30 poeng eller 2 SD på DMI), til tross for AT MCI-gruppen fortsatt hadde en gjennomsnittlig FULLSKALA IQ i det normale over gjennomsnittet. Psykometrics AV RBANS er veletablert, som er den kliniske gyldigheten av testen i vurderingen AV AD. Det ville være fordelaktig for nevropsykologi å etablere en «gullstandard» for nevrokognitiv vurdering AV MCI, i hvert fall for forskningsapplikasjoner, og RBANS ser ut til å være en levedyktig kandidat til dette formålet, selv om videre forskning er nødvendig. Eksistensen av et slikt nevrokognitivt gullstandardbatteri vil være nyttig for å utfordre den inkrementelle nytten av biomarkørdata i diagnose / prognose som involverer denne pasientgruppen og å tjene som en referanse for å måle alternative måleverktøy. Den direkte sammenligningen av ulike kandidatinstrumenter er spesielt viktig for å bestemme den relative bruken av et gitt instrument. Forskjeller i utvalgsvalg og kontrollgrupper på tvers av studier kan resultere i ulike konklusjoner om et instruments følsomhet for funksjonsnedsettelser, evne til å profilere underskudd på tvers av ulike lidelser og evne til å forutsi funksjonell kapasitet. Dette er sannsynligvis kilden til forskjellene som er notert mellom resultatene av denne studien og de som er rapportert Av Duff og kolleger (2010). Ytterligere forskning bør innebære head-to-head sammenligninger AV RBANS med andre kandidatbatterier, ved hjelp av en felles kontrollgruppe. Tilsetningen av tiltak av funksjonelle instrumentelle aktiviteter av dagliglivsskalaer og til og med biomarkørmålinger vil være nyttig for å bestemme den relative nytten av ulike vurderinger i differensialdiagnose og prediksjon av funksjonsnedsettelser.
Finansiering
ingen deler av denne forskningen ble finansiert av en ekstern organisasjon eller offentlig etat.
Interessekonflikt
CR er forfatter AV RBANS og mottar royalty betalinger fra utgiver Og rettighetshaver av testen, Pearson, Inc.
Dette Er En Av De Mest Populære Programmene I verden, Og Du Kan Også Velge å Bruke den til å Gjøre det. diagnosen mild kognitiv svekkelse på Grunn Av Alzheimers sykdom: Anbefalinger fra National Institute On Aging-Alzheimers Association arbeidsgrupper på diagnostiske retningslinjer For Alzheimers sykdom ,
,
, vol.
(s.
–
) – >
,
,
,
.
,
,
, vol.
(s.
–
)
– >
,
,
,
,
,
.
,
,
, vol.
(s.
–
Benedict R. . ,
,
,
/ div >
, Et Al.
,
,
, vol.
(s.
–
,
. ,
,
Psykologisk Vurdering Ressurser
,
. ER MCI egentlig bare tidlig demens? Den systematiserte gjennomgangen av konverteringsstudier
,
,
, vol.
(s.
–
.
,
,
, vol.
(s.
–
,
.
,
,
, vol.
(s.
–
div>,
,
y. , Et al.
,
,
, vol.
(s.
–
) – >
,
,
,
.
,
,
, vol.
(s.
–
for å gjøre dette, må du være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være sikker på at du vil være trygg.div>p. b. .
,
,
, vol.
(s.
–
l. ,
, et al.
,
,
, vol.
(s.
–
) – >
,
,
,
,
,
, et al.
,
,
, vol.
(s.
–
/div>.
,
,
, vol.
(s.
–
. Bruk av kombinasjoner av biomarkører, kognitive markører og risikofaktorer for å forutsi konvertering fra mild kognitiv svekkelse Til Alzheimers sykdom hos pasienter i Alzheimers sykdom neuroimaging initiative ,
,
, vol.
(s.
–
div>,
g. w. ,
.
,
,
, vol.
(s.
–
/ div>,
d. ,
, , Et al.
,
,
, vol.
(s.
–
,
E.
,
,
, et al.
,
,
, vol.
(s.
–
,
,
,
Ostrowitzki
, O., et al.
,
,
, vol.
(s.
–
,
div>
,
,
, Et al.
, Proceedings of The National Academy OF Sciences I USA ,
, vol.
(s.
–
) – >
,
,
Winblad
.
,
,
, vol.
(s.
–
div>,
, et al.
,
,
, vol.
(s.
–
C. . ,
,
– >
,
,
,
. Det Repeterbare Batteriet For Vurdering Av Nevropsykologisk Status (RBANS): Foreløpig klinisk soliditet
,
,
, vol.
(s.
–
W. G.
,
div>,
.
,
,
, vol.
(s.
–
,
P.
,
.
,
,
, vol.
(s.
–
.
,
,
, vol.
(s.
–
,
div>,
. Krever amyloid-beta1-42 biomarkør for prodromal Alzheimers sykdom eller mild kognitiv svekkelse fører ikke til mer effektive kliniske studier ,
,
, vol.
(s.
–
,
Salazar J. C.
k. p. , et al.
,
,
, vol.
(s.
–
,
, et al.
,
,
, vol.
(s.
–
div>,
.
,
,
, vol.
(s.
–
,
Gauthier
S.
div > , et al.
,
,
, vol.
(s.
–
)
Forfatter notater
Deler av denne forskningen ble presentert på det årlige møtet I Den Internasjonale Konferansen Om Alzheimers Sykdom, Honolulu, Hawaii, 2010.