Příspěvek k validizaci testu verbální fluence a kognitivního odhadu v běžné populaci Contibution to Validization of Verbal Fluency Test and Cognitive Estimation Test Marek Preiss Psychiatrické centrum Praha Souhrn Autor popisuje vývoj a předběžnou validizaci české verze testu kognitivního odhadu (TKO, angl. CET), inspirovaného článkem Shallice a Evants (1978). Popisuje českou přípravu modifikace testu, shrnuje většinu studií, které test použily, a popisuje proces validizace na různých souborech i konečnou českou variantu testu s alternativními verzemi. Autor předpokládá klinickou užitečnost testu u pacientů s poruchami frontálních laloků pro krátkost a jednoduchost administrace. Prezentuje také korelace s IQ a výsledky faktorové analýzy. Test verbální fluence je modifikovanou verzí anglosaského testu FAS podle frekvence hlásek v ČR. Autor popisuje výsledky získané od 132 zdravých osob. Ženy byly nesignifikantně lepší než muži a celkově výsledky významně závisely na vzdělání probandů. Autor diskutuje o významu validizace obou testů. Klíčová slova: neuropsychologické testy, TKO, FAS
Summary Author describes development of preliminary validization of Czech version of Cognitive Estimation Test (CET), inspired by Shallice a Evants (1978). He presents description of Czech test modification and preparations, summarizes most of CET studies and describes process of validition in different samples and final test version with alternative variants prepared for test-retest in clinical practice. Author predicts test usefulness in clinical practice and research of frontal lobes for simple and short time administration. The correlations with IQ and factor analysis of the results are also presented. The Verbal Fluency Test is modified from FAS according to letter frequency in Czech language and used in a sample of 132 people from general population. Nonsignificantly better results in women and high dependence on education were found. Meaning of both test validization results and future research are discussed. Key words: neuropsychological tests, CET, FAS
Preiss M. Příspěvek k validizaci testu verbální fluence a kognitivního odhadu v běžné populaci. Psychiatrie 2002;6(Suppl.4):28–34. Úvod
Tato práce se zabývá příspěvkem k validizaci testu kognitivního odhadu a testu verbální fluence jako součásti širšího úsilí přispět k validizaci různých neuropsychologických (kognitivních) testů. V minulosti jsme se takto již zabývali např. Paměťovým testem učení, Trail Making testem, Testem verbální fluence u dětí, Ravenovým testem, Jiráskovým Číselným čtvercem a Pražským dětským Wechslerem (PDW). Cílem práce je přispět ke klinickému a výzkumnému využití dvou testů – nové české variantě britského Cognitive Estimates (CET) pod názvem Test kognitivního odhadu a anglosaskému FAS pod názvem Test verbální fluence. Zatímco v případě Testu kognitivního odhadu (TKO) jde o novou, originální formu testu přizpůsobenou českým podmínkám, u testu verbální fluence jde o převod podle frekvence hlásek.
Test kognitivního odhadu Test kognitivního odhadu vyžaduje tvořivý, neobvyklý přístup pacienta, který není možné nahradit pouhou rutinní úvahou, a úsudek převážně nevycházející ze současných vědomostí. Neklade nároky na složité výpočty nebo znalosti. Je značně pravděpodobné, že osoba, především s poškozením mozku, selhávající v těchto otázkách, bude mít potíže se intelektuálně adaptovat a plánovat v situacích, které pro ni jsou jak rutinní, tak neobvyklé. Při administraci vyžaduje jen minimální čas a pozornost pacienta. Předkládaný test vychází z řady pokusů a vývoje zkoušky, která bude schopná vyšetřit tento aspekt kognitivních funkcí. Vycházíme ze zkušeností Hany Laing s britským testem Cognitive Estimate (CET), který se v anglické klinické praxi prosazuje od roku 1978. Jde o poměrně novou zkoušku, která se až v roce 1994 rozšířila do USA (Axelrod a Millis, 1994). V historii ale již Galton, bratranec Charlese Darwina, experimentoval s měřením odhadů jako prostředkem ke zjišťování schopností (Hunt, 2000, str. 210). Test je určen pro pacienty s poškozením mozku, především frontálních laloků. Není určen primárně pro zdravou populaci. Domníváme se, že dobře doplňuje zkoušky, se kterými máme v klinické praxi dobré zkušenosti, jako je např. Bentonův test vizuální retence (Preiss, 2000), Paměťový test učení (Preiss, 1999), Trail Making test (Preiss, 1997b) a test verbální fluence. Využili jsme nápad a byli jsme kritičtí k anglickému originálu, který podle našeho názoru obsahuje více vědomostních položek. Pro české pacienty jsme však test museli vytvořit téměř celý znovu, hlavně k němu získat vodítka na domácí populaci. Výsledkem naší práce je jedenáctipoložkový klinicky i výzkumně použitelný test, jehož administrace netrvá déle než 5 minut. Shallice a Evants (1978) popisují případ pacienta s masivním poškozením frontálních laloků explozí, jehož inteligence byla průměrná, ale schopnost odhadu byla výrazně narušena. Domníval se, že např. nejlépe placené místo v Británii je řidič kamionu nebo že největší ryba na světě je tři stopy dlouhý pstruh. Na základě těchto zkušeností autoři vyvinuli 15položkovou zkoušku, kterou nazvali Cognitive Estimates (CET, Cognitive Estimates Test). Tu později další autoři zkrátili na 10 položek a přidali jednu položku z WAIS („Jak je průměrně vysoká žena?“), takže v dalších výzkumech se již rutinně používá 10položková verze. Autoři se odvolávají na Luriovu teorii o plánování jako funkci frontálních laloků. Podle Crawforda et al. (2000) vyžaduje adekvátní výkon v testu formulaci „kognitivního plánu“, jeho provedení a kontrolu výsledků.
Další nálezy Smith a Milner (1984) zkoumali odhad ceny hraček, které reprezentovaly skutečné věci, u tří skupin – skupina pacientů s frontálním poškozením (v oblasti dorzolaterální a mediální), skupina pacientů s poškozením temporálních laloků a zdraví dobrovolníci. Skupina pacientů s pravostranným frontálním poškozením byla v odhadu ceny signifikantně horší než ostatní skupiny. Leng a Parkin (1988) zjistili značné odlišnosti výkonu pacientů s Korsakovovým syndromem a pacientů s
encefalopatií (herpes simplex encefalitis). Výkony obou skupin se výrazně lišily od kontrolního souboru, pacienti s encafalitis byli v testu podstatně horší. Autoři se domnívají, že CET se vztahuje k poškození orbito-frontálních oblastí. Shoqeirat et al. (1990) později jejich práci kritizují a ve svém výzkumu nacházejí zhoršený výsledek v CET u alkoholových amnézií, encefalopatií a aneuryzmat. Kopelman (1991) ukazuje, že CET nekoreloval signifikantně s dalšími zkouškami frontálních laloků (FAS, Weiglův test, WCST, Řazení obrázků) u pacientů s Korsakovovým syndromem, ale statisticky významně s retrográdním a anterográdním kvocientem zkoušky autobiografické paměti. CET koreloval významně s ventricular-brain poměrem (VBR) na CT (0,36), s IQ (–0,53), premorbidním IQ podle NART (–0,40), ale nekoreloval s kortikální atrofií (pouze 0,17). Bohužel kontrolní skupina, skupina s Alzheimerovou chorobou a Korsakovovým syndromem byly značně odlišné v aktuálním IQ podle WAIS. Autor se domnívá, že CET se vztahuje k jiné části frontálních laloků než předchozí testy nebo že ukazuje na „přístup do sémantické paměti“. Podle Hodgese (1994) podávají pacienti s poškozením frontálních laloků často bizarní odpovědi a i když test nebyl dostatečně studován, je klinicky užitečný. Parkin a Leng (1994) užívají test kognitivního odhadu mezi zkouškami na frontální symptomatiku a zmiňují, že výkon v testu bývá odlišný od výkonu ve WCST (Wisconsinský Card Sorting test). Kopelman et al. (1994, 1995 a 1996) užívá test jako měřítko frontálních (exekutivních) funkcí vedle WCST a FAS. O’Carroll et al. (1994) publikovali normativní data na souboru 150 zdravých dobrovolníků získaná na 10položkové CET. Podle autora koreluje CET mírně s celkovým intelektovým výkonem, ženy odhadují hůře než muži. Faktorově je škála nejednotná. Taylor a O’Carroll (1995) na velkém souboru pacientů a kontrolní skupině demonstrují neschopnost CET odlišit anteriorní a posteriorní léze. Autoři však udělali značnou metodologickou chybu – nezkoumali vztah CET k současné inteligenci, ale k premorbidně zaměřené zkoušce NART. Jde nicméně o nejrozsáhlejší práci, zkoumající vztah testu k poškození frontálních laloků. Kopera-Frye et al. (1996) zkoumala kognitivní funkce řadou neuropsychologických testů, včetně CET u dospělých pacientů s fetálním alkoholovým syndromem. Největší míra poškození byla zaznamenána u CET (14 osob ze 29). Autorka výsledek testu vztahuje k poškození frontálních laloků. Mendez et al. (1998) použili formu revidovanou pro použití v USA u pacientů s frontotemporální demencí a Alzheimerovou chorobou (AD). Domnívají se, že test je vhodný pro hodnocení úsudku a dalších frontálních funkcí. Autoři zjistili, že pacienti s AD podávali více extrémních odpovědí než pacienti s frontotemporální demencí. Spreen a Strauss (1998) zařadili CET do svého Compendia, shrnuli získané nálezy a uvádějí CET jako „schopnost vytvářet efektivní strategie k řešení problémů“. Crawford et al. (2000) zjistili statisticky významně snížený skór v CET u pacientů s Huntingtonovou chorobou. V současnosti (Cipolotti et al., 2001) je test považován za citlivý k poškození frontálních laloků.
Vztah k IQ, věku a dalším proměnným Shoqeirat et al. (1990) uvádějí podstatně horší výsledky u starších pacientů s poškozením mozku a u osob s nižším IQ. O’Carroll et al. (1994) nalezli korelaci u zdravých osob 0,14 s věkem, –0,30 se vzděláním, s chybami v testu premorbidního IQ NART 0,30 a se sociální třídou 0,20. Faktorová analýza přinesla pětifaktorovou strukturu CET. Kopelman (1991) nalezl korelaci s věkem u skupiny pacientů –0,08,
s premorbidním IQ –0,40 a s aktuálně naměřenou inteligencí –0,53. Test kognitivního odhadu závisí také na paměti, protože odhad je spojen s pamatováním si určitých pomocných informací. Není tedy divu, že CET koreluje signifikantně s paměťovými zkouškami (Kopelman, 1991).
Vývoj testu Test Shallice a Evanse z roku 1978 je v britské klinické praxi dosti používaný, oblíbený pro snadnost administrace a rychlé vyhodnocení. Je však také nepřesný, obsahuje několik vědomostních položek, čímž se jako test „odhadu“ jeho validita snižuje. Některé položky jsou zastaralé. Rozhodli jsme se využít nápad – kognitivní odhad – ale test udělat znovu, s jinými položkami a přizpůsobit ho českým podmínkám. Testové podmínky nutí probanda odhadnout výsledek situace, jejíž správné řešení s vysokou pravděpodobností nezná. Většina položek má jednu správnou odpověď (např. délka Karlova mostu), některé ji nemají (cesta autem z Prahy do Brna). Přestože výjimečně může proband někdy správnou odpověď znát jako školní vědomost (např. může si pamatovat délku Karlova mostu), jde o velmi vzácnou výjimku. Alkoholik si zcela výjimečně může pamatovat váhu plné láhve piva z obalu na lahvi, fotbalový nebo tenisový fanoušek délku a šířku hřiště, milovník koňských závodů může být informován o rychlosti koně. Většinou však lidé na tyto otázky správnou odpověď zpaměti neznají a jsou nuceni opravdu „hádat“.
Předvýzkum Vzhledem k tomu, že je test určen pro osoby s poškozením mozku, nezkoumali jsme výkony v CET na reprezentativním vzorku populace. Výsledky testu, jak již zjistili Axelrod a Millis (1994), nejsou ostatně závislé na věku nebo vzdělání, i když mírně na inteligenci. Test je však určen především pro zkoumání extrémních, výrazně narušených odhadů. Nejprve jsme (na podzim 2000) tvořili základní verzi otázek, které jsme opakovaně měnili, až jsme došli k první verzi 15 otázek, které se nám zdály nejvhodnější. Tuto verzi testu jsme vyzkoušeli na skupině zdravých 40 osob (39 mužů a 1 žena), vyšetřených v rámci psychologického vyšetření před odjezdem na vojenskou misi. Všechny pokusné osoby byly také různě somaticky vyšetřeny s negativním nálezem. Věkové rozpětí souboru bylo 19–40 let, průměr 23,7 (SD = 5,2). Maturitu mělo 21 osob, 19 mělo základní školu nebo střední odborné vzdělání. Vyšetření proběhlo ve skupině v rámci rozsáhlého testování osobnostních a intelektových ukazatelů. Odpovědi na otázku „Jaké je nejlepší placené zaměstnání v naší zemi?“ jsme nehodnotili kvantitativně. Odpovědi je ale možné rozdělit do tří pásem. V první jsou prezident, předseda vlády, předseda poslanecké sněmovny, guvernér ČNB, generální ředitel Telecomu, herec, „to nejvyšší – parlament“ atp. Ve druhé jsou méně specifikované odpovědi, ale velmi dobře placené práce, jako podnikatelé, burzovní makléř, poslanec, ekonom, bankéř, finanční poradce, vláda, vedoucí funkce, politik. Ve třetí jsou nesprávné odpovědi, jako řezník, řidič. Odpovědi jako „ten, kdo tuneluje banky“, „podvodník“ neuznáváme jako správné. Na základě těchto zkušeností jsme připravili další verzi testu. Některé položky jsme vynechali pro příliš vysoký rozptyl odpovědí, který předvýzkum ukázal. Fotbalové hřiště jsme se rozhodli nahradit tenisovým pro větší vyrovnanost položky pro obě pohlaví. Položku vzdálenost Praha-Pardubice jsme vyškrtli vzhledem k tomu, že podobný obsah má jízda autem Praha-Brno a protože jde o částečně vědomostní úkol – někteří probandi znali přesný čas na základě zkušenosti. Místo ní jsme zařadili odhad množství (kolik kusů pomerančů se vejde do pětikilového pytle?). Přidali jsme odhad délky České republiky.
Vodítka pro praxi Tuto poslední verzi jsme použili u jiného souboru obecné populace 20–46letých mužů a žen (N = 94, 4 ženy a 90 mužů) vyšetřených při běžných skupinových psychologických vyšetřeních v ÚVN. Muži vyplnili písemnou formu CET a inteligenční testy OTTIS a WMT. Ottisův test je verbální zkouška, sestávající z 32 otázek na usuzování a všeobecné informace. Je používaná v AČR pro zjištění verbální inteligence (Vacíř, 1974). Formanův matricový test Wiener Matrizen-Test (WMT; Forman, 1973) je zkouška neverbální složky inteligence. Psychologicky je podobná Ravenově zkoušce. Test jsme použili v českém převodu (Psychodiagnostika, 1993). Verbální inteligence souboru podle testu OTTIS byla 103,2 (SD = 13,3), názorová podle testu WMT 105,4 (SD = 12,5).
Konečná verze Pro finální podobu testu jsme se nakonec rozhodli vynechat položku „Jaké je nejlépe placené zaměstnání v naší zemi?“, protože neumožňuje kvantitativní odpověď a odpovědi se klasifikují obtížně. Dalším argumentem k vyloučení byla také skutečnost, že ve výzkumu O’Carrolla et al. (1994) neměl žádný proband z kontrolního souboru (N = 150) na tuto otázku bizarní odpověď. Provedli jsme také korelaci položek CET s IQ. Kromě položky „Kolik kusů pomerančů se vejde do pětikilového pytle?“, která koreluje na 5% hladině významnosti s WMT, nejsou vztahy signifikantní. Upustili jsme proto pro rozdělení výkonů v CET podle pásem inteligence. Naměřené hodnoty jsme převedli na vážené skóry podle hranic standardních odchylek. Jako 0 bodů (výkon bez nápadností) hodnotíme výkon v pásmu jedné standardní odchylky od průměru, jako 1 bod (mírně nápadný odhad) odhad mezi první a druhou standardní odchylkou a jako 2 body (nápadný odhad) odhad za hranici dvou standardních odchylek. Při přepočtu na vážené skóry celého souboru je celkový součet vážených skórů 4,10 (SD = 2,83, medián 3, rozsah 0–12). Na základě tohoto ukazatele jsme podle hranic standardních odchylek dospěli k této klasifikaci odhadů: odhad bez nápadností (0–7, hranice 1SD), mírně nápadný odhad (8–10, pásmo 1–2SD) a nápadný odhad (11–13, pásmo 2–3SD) a výrazně narušený odhad (14 a více, 3SD a výše). Žádná z osob našeho souboru neměla více než 12 bodů váženého skóre. Vážený skór přitom může dosahovat hodnot v rozmezí 0–22 bodů.
Faktorová analýza CET má podle předchozích nálezů nejasnou faktorovou strukturu. O’Carroll et al. (1994) zjistili faktorovou analýzou VARIMAX u desetipoložkové verze 5 faktorů. Naše analýza principálních komponent zjistila také pětifaktorové řešení, každý faktor měl eigenvalue vyšší než 1, a vysvětlila celkem 68,82 % variance. Počet faktorů je vysoký, interpretace obtížná, očekávali jsme spíše jeden robustní faktor. Snad by faktorová analýza mohla ukazovat, že by odhady menšího dvojrozměrného prostoru, výšky, věku a další proměnné mohly být na sobě značně nezávislé.
Test verbální fluence Test verbální fluence je hojně používán v klinické praxi i ve výzkumu. Pro rychlou administraci a vyhodnocení a vztah k diagnostice frontálních funkcí je využíván také při vyšetření zobrazovacími metodami, jako je funkční magnetická rezonance nebo SPECT. Jako původní zdroj je citována práce Thurstona z roku 1962. V roce 1968 zařadil Benton fluenci slov začínajících hláskami F, A a S (odtud název zkoušky FAS) do Neurosenzory Center Examination for Aphasia. Později Benton zařadil zkoušku verbální fluence hlásek CFL a PRW pod názvem Controlled Oral Word Association Examination do baterie na vyšetření afázií. Jiní autoři experimentovali různým způsobem s kategoriální hláskovou fluencí (zvířata, předměty atd.). Podrobnější informace viz např. Preiss (1997a). Při našem převodu jsme vycházeli z frekvence počátečních grafémů v češtině (Těšitelová a kol., 1985, 1987). Problémem by se mohly zdát rozdíly ve frekvenci slov podle iniciálních hlásek ve spisovné a hovorové češtině (respektive v běžných textech). Tyto rozdíly se však ukazují jako nepodstatné (Králík, J. in Těšitelová a kol., 1987; Anderson podle Borkowski, Benton a Spreen, 1967). Skupina iniciálních hlásek, ze kterých FAS vychází, je v češtině procentuálně zastoupena v 15–40 %. Písmena N, K a P jsou od FAS odvozena na základě našich předchozích prací. Klinicky jsme dříve považovali zahraniční normy za přiměřené českému převodu, ale vzhledem ke vzrůstajícímu zájmu o test se domníváme, že je čas pro získání údajů od zdravých dobrovolníků.
Soubor Soubor obsahoval 132 osob, 60 mužů a 72 žen, ve věku 16–94 let. Průměrný věk byl 43,4 (SD = 20,3). Procentuální zastoupení vzdělání v našem souboru a pro srovnání také v české populaci v roce 1997 ukazuje tabulka 5. V našem souboru ale scházejí osoby bez vzdělání a tzv. vědecká příprava, tj. nejnižší a nejvyšší stupeň vzdělání. Vzor k určení vzdělání byl převzat ze sčítacího archu ČSÚ z roku 2001. Nejvyšší ukončené vzdělání bylo hodnoceno ve 12 kategoriích: bez vzdělání (1), základní vzdělání (2), vyučení bez
maturity (3), střední odborné vzdělání bez maturity (4), učební obory s maturitou (5), úplné střední všeobecné s maturitou (6), úplné střední odborné s maturitou (7), nástavbové studium, absolvování dvou nebo více středních škol (8), vyšší odborné vzdělání (9), vysokoškolské bakalářské (10), vysokoškolské (11) a vědecká příprava (12).
Metodika Soubor byl ambulantně vyšetřen studentkami psychologie podle dohodnutého klíče, který obsahoval pohlaví, vzdělání a věk sledovaných osob, se snahou modelovat v pokusném souboru parametry populace. Pokusné osoby byly vybírány na základě záměrného kvótního výběru (věk, pohlaví, vzdělání) a nebyly za účast na výzkumu honorovány. Pokusné osoby byly tázány na věk a zda někdy byly psychiatricky, psychologicky nebo neurologicky vyšetřeny nebo léčeny. Vyloučeny byly osoby, které byly psychologicky nebo psychiatricky léčeny nebo trpěly neurologickým onemocněním, které by mohlo mít vliv na kognitivní funkce, včetně verbální fluence (např. alkoholizmus nebo cévní mozková příhoda). Při sběru dat byla použita tato instrukce k testu: „Řeknu vám písmeno, např. B. Vaším úkolem bude tvořit co nejvíce slov, která začínají na B, např. bláto, baťoh, brýle atd. Nesmíte tvořit vlastní jména (třeba Brno) ani slova s jinými koncovkami, jako blátivá-blátivý-blátivé atd. Máte 1 minutu na to, abyste mi řekl(a) co nejvíce slov, která tímto písmenem začínají. Za chvíli vám řeknu písmeno a vy budete tvořit co nejvíce slov, která jím začínají. Připraven(a)? Takže, … N!“. Čas jsme měřili bezprostředně poté, co jsme řekli slovo „Teď“. Po minutě řekneme: „Dost, děkuji“, poté: „Nyní budeme pokračovat s jiným písmenem. Bude to „K“. Máte opět minutu na to, abyste vymyslel(a) co nejvíce slov, která začínají na „K“. Připravte se, pozor, teď!“ Na závěr to samé provedeme s písmenem „P”. Při administraci jsou dvě možnosti záznamu – buď si examinátor dělá „čárky” za každé správně vybavené slovo, nebo si všechna slova zapisuje. Výhoda zaznamenání slov je v tom, že snadno zjistíme kvalitu slov a perseverace. Pro každé písmeno sečteme správně vytvořená slova. Pokud se některé slovo opakuje nebo je vytvořeno nesprávně (např. kost-kostička), nesprávné výtvory nepočítáme. Pokud proband vytváří slova různého významu se stejným základem, počítáme mu je také jako 1 bod. Celkový skór tvoří součet správně vybavených slov ke všem třem písmenům.
Výsledky Průměrné hodnoty celého souboru ukazují tabulka 6 a obrázek 1. Nejnižšího počtu slov dosahovala obě pohlaví shodně u písmene „N“, muži nejvíce skórovali u „K“ a ženy u „P“. Ženy byly u všech písmen i součtu všech správně vybavených slov (F = 1,13, p = 0,69) statisticky nesignifikantně lepší než muži. Průměrný věk mužů byl 41,5 roku (SD = 18,3), průměrný věk žen 44,1 roku (SD = 21,9), rozdíl nebyl statisticky významný (F = 1,43, p = 0,150). Rozložení výkonu podle vzdělání a věku ukazují tabulky 7 a 8, ve které je nejvyšší dosažené vzdělání rozděleno do tří širších kategorií: bez maturity (pásmo 1–4), dosažení maturity (5–7) a nástavbové a vyšší vzdělání (8–12). Prudší pokles výkonu nastává především po 60. roce života. Rozdíl mezi osobami s nejvyšším a nejnižším vzděláním činí přes 20 správně vybavených slov. Korelace mezi vzděláním a celkovým výkonem v testu byla 0,54, mezi věkem a celkovým výkonem v testu –0,34. Jako norma pro osoby ve věku 16–59 let (N = 109) slouží tabulka 9. Rozdělení do věkových pásem vychází z předchozích analýz a zrakové kontroly dat. Zdánlivý propad výkonu 16–19letých je pravděpodobně dán nízkým vzděláním (21 osob bez maturity), do 59. roku výkon nejeví znatelnějšího úbytku. Výkony osob starších 60 let se již projevují značnou sešikmeností a pro interpretaci těchto věkových pásem doporučujeme používat tabulku 9 a při klinické interpretaci zvážit vliv vzdělání probanda.
Diskuze Výbavnost slov u jednotlivých hlásek není stejná. Obě pohlaví produkovala méně slov u počáteční hlásky „N“. Je možné, že jde o vliv prvního zácviku do principu testu. Zřetelné rozdíly ve výkonech podle vzdělání a vysoká korelace mezi výkonem v testu a vzděláním (0,54) ukazují na nezbytnost diferenciace norem podle tohoto parametru. Věk v našem souboru nehraje podstatnější roli do 69. roku, ovšem subsoubory ve vyšších věkových pásmech jsou velmi malé. Nižší průměrný výkon u 16–19letých je
vysvětlitelný zařazením osob s neukončeným vzděláním, což zároveň změkčuje percentilovou normu pro osoby ve věku 16–59 let (tab. 8). Je ale možné, že slovní zásoba této věkové skupiny je skutečně nižší než u věkového pásma 20–29 let. Domnívali jsme se, že naše nálezy lze srovnávat s anglosaskými, jak jsme uvedli v úvodu k této práci. Pravděpodobnější však je, že i přes podobnost na základě frekvenčních slovníků jde při administraci o jiný podnětový materiál. Interpretovat klinická data podle anglosaské normy u osob starších 60 let by bylo příliš „tvrdé“. V námi stanovených hláskách mají čeští probandi lepší výkony až do pásma 60–69 let, poté výkon českého souboru klesá strměji než výkon kanadského souboru. Stále je však zapotřebí brát v úvahu malou velikost českého souboru a větší rozdíly mezi standardními odchylkami v jednotlivých věkových pásmech, které se pohybují od hodnoty 5,8 až do 18,4, což pokládáme za značný rozptyl. Standardní odchylky kanadského souboru se pohybují od 9,2 do 13,7. Starší osoby mají podle tabulky 7 také nižší dosažené vzdělání, při sběru dat bylo ale zjištěno, že některým z těchto osob nebylo umožněno vinou války si vzdělání ukončit, takže pravděpodobné schopnosti tohoto subsouboru jsou vyšší, než by se mohlo z tabulky 7 zdát. Podobně jako v rozsáhlém kanadském souboru (N = 1300), mají i v našem ženy statisticky nesignifikantně lepší výkony, což nám nebránilo zpracovat normy pro obě pohlaví společně, stejně jako to provedli Tomaugh et al. (1999). Pro klinické účely jsou zásadní dvě věci: 1. hlásky nejsou zaměnitelné, tj. pokud se klinik rozhodne provést retest s jinými hláskami, nelze naši normu použít, 2. test můžeme použít pouze tehdy, když je pro probanda český jazyk jazykem mateřským.
Příspěvek byl podpořen projektem MŠMT č. LN00B122.
Mgr. Marek Preiss Psychiatrické centrum Praha Ústavní 91 181 03 Praha 8 Literatura Axelrod BN, Millis SR. Preliminary standardization of the Cognitive estimation test. Assessment 1994;1:269–274. Benton AL. Differential behavioral effects in frontal lobe disease. Neuropsychologia 1968;6:53–60. Benton AL. Neuropsychological assessment. Ann Rev Psychol 1994; 45:1–23. Borkowski JG, Benton AL, Spreen O. Word fluency and brain damage. Neuropsychologia 1967;5:135–140. Cipolotti L, Shallice T, Chan D. Long-term retrograde amnesia...the crucial role of hippocampus. Neuropsychologia 2001;39:151–172. Crawford JR, Blackmore LM, Lamb AE, Simpson SA. Is there a dif-ferential deficit in fronto-executive functioning in Huntington’s disease? Clin Neuropsychol Assess 2000;1:3–19.
Forman AK. Wiener Matrizen-Test. Belz Test Gesellschaft, Weinheim. Český převod Psychodiagnostika, 1993. Hodges JR. Cognitive assessment for clinicians. New York: Oxford University Press, 1994. Hunt M. Dějiny psychologie. Praha; Portál, 2000. Kopelman M. Frontal dysfunction and memory deficits in the alcoholic Korsakoff syndrome and Alzheimer-type dementia. Brain 1991;114:117–137. Kopelman MD, Guinan EM, Lewis PDR. Delusional memory, confabulation, and frontal lobe dysfunction: a case study in de Clérambault’s syndrome. Neurocase 1995;1:71–77. Kopelman M, Crawford S. Not all memory clinics are dementia clinics. Neuropsychol Rehab 1996;6:187–202. Kopelman MD, Panayiotopoulos CP, Lewis P. Transitient epileptic amnesia differentiated from psychogenic „fugue“: Neuropsychological, EEG, and PET findings. J Neurol Neurosurg Psychiatry 1994;57:1002–1004. Kopera-Fry K, Dehaene S, Streissguth AP. Impairments of number processing induced by prenatal alcohol exposure. Neuropsychologia 34:1187–1196. Králík J. Počítáme počáteční písmena. In: Těšitelová a kol. O češtině v číslech. Praha; Academia, 1987. Leng NRC, Parkin AJ. Double dissociation of frontal dysfunction in organic amnesia. Brit J Psychology 1988;27:359–362. Lezak M. Neuropsychology Assessment. New York: Oxford University Press, 1995. Mendez MF, Doss RC, Cherrier MM. Use of the cognitive estimations test to discriminate frontotemporal dementia from Alzheimer’s disease. J Geriat Psychiat Neurology 1998;11:2–6. O’Carroll R, Egan V, MacKenzie DM. Assessing cognitive estimation. Brit J Clin Psychology 1994;33:193–197. Parkin AJ, Leng NRC. Neuropsychology of the Amnesic Syndrome. Lawrence Erlbaum Association, 1994. Preiss M. Verbální fluence, metoda vyšetření poškození mozku u dětí a dospělých. Čsl Psychol 1997a;3:244–249. Preiss M. Trail Making test pro děti a dospělé. Manuál. Psycho-diagnostika, 1997b. Preiss M. Paměťový test učení. Psychodiagnostika, 1999. Preiss M. Bentonův test vizuální retence (Manuál). Praha: Testcentrum, 2000. reiss M. Průniky neuropsychologie a logopedie. Klin Logopedie Praxi 1996b;1:10–12. Preiss M. Verbální fluence, metoda vyšetření poškození mozku u dětí a dospělých. Čsl Psychol 1997;3:244–249. Preiss M. Normy pro zkoušku verbální fluence u dětí. Diagnostika a terapie poruch komunikace 2001;4:3–7. Shallice T, Evans M. The involvement of the frontal lobes in cognitive estimation. Cortex
1978;14:294–303. Shoqeirat M, Mayes A, MacDonald C, Meudell P, Pickering A. Per-formance on tests sensitive to frontal lobe lesions by patients with organic amnesia: Leng & Parkin revisited. Brit J Clin Psychology 1990;29:401–408. Spreen O, Strauss E. A Compendium of Neuropsychological Tests. New York: Oxford University Press, 1991. Spreen O, Strauss E. A compendium of neuropsychological tests: administration, norms and commentary. New York: Oxford University Press, 1998. Taylor R, O’Carroll R. Cognitive estimation in neurological disorders. Brit J Clin Psychology 1995;34:223–228. Těšitelová M a kol. Kvantitativní charakteristiky současné češtiny. Praha: Academia, 1985. Těšitelová M a kol. O češtině v číslech. Praha: Academia, 1987. Tomaugh T, Kozak J, Rees. Normative data stratified by age and education for two measures of verbal fluency: FAS and Animal Naming. Archiv Clin Neuropsychol 1999;14:167–177. Vacíř K. Sledování rozhodovacích procesů v časové tísni. Kandidátská disertační práce, FF UK, Praha 1973.
