触觉与学习-识别任务在检测老年人轻度认知障碍方面的效用

《Cognitive and Behavioral Neurology》：The Utility of Tactile and Learning-Recognition Tasks to Detect Mild Cognitive Impairment in Older Adults

　　

背景：轻度认知障碍（MCI）在老年人中较为常见，可能进展为阿尔茨海默病。需要获得可及的行为学测量指标来识别微妙的认知变化；触觉任务可能提供一种低成本的途径。目的：探讨触觉认知任务能否区分患有MCI的老年人与健康对照组（HC），并探索与工作记忆相关的加工是否可能导致触觉任务缺陷。方法：我们招募了两组独立的老年人群队列。队列1完成了触觉角度大小比较任务和触觉角度排序任务，队列2完成了视觉学习-识别任务。我们在控制年龄、性别、受教育年限以及汉密尔顿焦虑量表和汉密尔顿抑郁量表评分的基础上分析了组间差异。随后我们计算了学习-识别任务的信号检测指标。结果：在校正协变量后，触觉角度大小比较任务未显示出显著的组间差异（p=0.388）。触觉角度排序任务显著地区分了MCI个体与HC（p<0.001）。受试者工作特征曲线分析显示，触觉任务具有可接受至良好的区分效能，其中排序任务表现更强。在学习-识别任务中，MCI个体的辨别敏感度d′降低。结论：触觉排序表现似乎比简单的触觉角度比较对MCI相关损害更为敏感。这些发现表明，MCI中的复杂触觉缺陷可能部分与工作记忆相关的加工有关。

词汇表

AD——阿尔茨海默病

AUC——曲线下面积

HAMA——汉密尔顿焦虑量表

HAMD——汉密尔顿抑郁量表

HC——健康对照

MCI——轻度认知障碍

MMSE——简易精神状态检查

MoCA——蒙特利尔认知评估

ROC——受试者工作特征曲线

TOST——双侧单侧检验

引言

根据一项全国性横断面研究，中国估计有983万60岁及以上的老年人患有阿尔茨海默病（AD），另有3877万人患有轻度认知障碍（MCI；Jia等人，2020）。MCI代表了大脑正常老化过程与AD发病之间的过渡状态（Mariani等人，2007）。MCI患者尚未达到痴呆的诊断标准，但与同龄人相比显示出认知功能下降（Petersen，2004）。他们可能经历一系列认知症状，包括记忆力和执行功能缺陷（Corbo & Casagrande，2022；Guarino等人，2020），以及心理和行为症状（Casagrande等人，2022）。

现有研究表明，MCI进展为AD的年率为10%至15%（Chen等人，2022）。一些MCI患者也可能稳定或恢复到正常的认知状态（Lovell，2009）。尽管传统的认知功能测试、脑部成像技术和生物标志物分析在AD的早期诊断方面取得了一些进展（Rani等人，2023），但它们仍受到高成本、复杂操作以及对早期变化敏感性不足的局限（Wade & David，2023）。因此，迫切需要更加可及的MCI诊断方法。

工作记忆障碍通常是AD的早期症状之一。工作记忆系统对于保持短期信息至关重要，从而使后续的提取、加工和决策成为可能（Baddeley & Hitch，1974）。这些系统在感知辨别中也起着重要作用（Kitada等人，2006）。在一项研究中，与对照组相比，MCI个体在具有挑战性的n-back任务中表现出较低的活动水平，表明其工作记忆能力受损（Kawashima等人，2021）。

触觉功能与认知

触觉功能作为评估工具的使用已获得广泛关注（Wu等人，2011），因为它在信息加工中发挥作用（Pei & Bensmaia，2014；Sathian，2016），并且与认知功能密切相关（Chun等人，2021）。以往基于触觉角度大小比较测试的研究发现，与个体主观认知下降、MCI和AD患者的触觉角度大小辨别能力相比，健康人的辨别能力有所降低（Yang等人，2010；Zhang等人，2020）。这表明触觉角度辨别可以作为AD的早期指标。然而，由于角度比较涉及工作记忆，较低的分值可能不仅与触觉能力降低有关，还可能与工作记忆加工受损有关。

为简化实验流程并促进临床应用，研究人员随后改进了实验工具，并设计了触觉角度排序测试（Liu等人，2021）。然而，工作记忆能力对该测试的影响有所扩大，且相关研究未进一步比较MCI个体与健康老年人。因此，在当前研究中，我们对触觉角度大小比较和触觉角度排序任务的实验装置进行了调整。我们假设排序任务中——而非大小比较任务中——存在统计学上显著的组间差异，这将表明MCI个体的触觉认知缺陷可能部分与工作记忆相关的加工有关。

触觉功能依赖于外周感觉神经的完整性和中枢躯体感觉通路的完整性（Abraira & Ginty，2013）。因此，触觉表现的变化可能反映了躯体感觉加工的改变，并且可能有助于认知下降的评估。研究表明，触觉敏感度随年龄增长而下降（Brodoehl等人，2013；Dinse等人，2006），且患有MCI的老年人触觉认知下降比健康同龄人更为明显（Yang等人，2010）。其他研究显示，神经末梢密度降低是老年人触觉感知下降的原因之一（Deflorio等人，2022；McIntyre等人，2021）。

触觉认知涉及一个分布广泛的网络，包括初级躯体感觉皮层（Blatow等人，2007；Raju & Tadi，2023）、次级躯体感觉皮层（Peters等人，2023；Roland等人，1998）、颞叶皮层（Bolognini等人，2010）和顶后皮层（Bodeg?rd等人，2001；Raju & Tadi，2023）。这些区域共同支持触觉信息的感官编码和高级整合。

本研究

本研究的目的是改进触觉角度排序任务、触觉角度大小比较任务和学习-识别任务的实验装置，以适应老年参与者的适应能力并最大限度地减少教育背景的影响。随后，我们应用信号检测理论进一步研究工作记忆障碍及其对触觉认知的影响。通过观察和比较触觉角度大小比较任务与触觉角度排序任务的结果，我们旨在验证先前的研究，并检验触觉辨别任务在组间区分效能方面是否主要归因于工作记忆的关键作用。

方法

参与者

为确定和论证主要组间比较的适当样本量，我们使用G*Power 3.1.9.7进行了效能分析。假设中至大效应量（f = 0.35），α = 0.05，power = 0.80，两组，五个协变量，我们估计总样本量至少应为67名参与者。随后，我们在温州医科大学附属第一医院招募了76名老年参与者（39名男性和37名女性）。两组队列均从温州医科大学附属第一医院的门诊人群中招募。他们就诊医院的主要原因是常规体检、记忆相关问题或神经科咨询。

所有参与者均签署了知情同意书，该研究获得了温州医科大学的伦理批准（2022-072）。每位参与者均被告知研究流程，并被告知他们可以随时退出研究。

纳入标准包括：能理解普通话，运动和感觉系统健康，无深反射病理表现，无触觉感觉丧失或异常触觉输入体验，以及正常或矫正至正常的视力（用于工作记忆测试）。排除标准包括：

- 有卒中病史。
- 焦虑和/或抑郁，汉密尔顿焦虑量表（HAMA）和汉密尔顿抑郁量表（HAMD）评分>10。
- 其他可能导致认知下降的中枢神经系统疾病，如癫痫、卒中、物质使用障碍、脑肿瘤、帕金森病或脑炎。
- 可能导致认知障碍的系统性疾病，如炭疽病、梅毒、甲状腺功能不全、重度贫血或HIV感染。
- 目前或既往诊断为可能严重影响认知表现的 psychiatric disorder，如精神分裂症谱系或其他精神病性障碍、双相情感障碍或智力发育障碍（即智力残疾）。
- 严重的发育不全或发育障碍。
- 创伤性脑损伤导致的认知下降。
- 严重的终末期疾病或急性期的严重疾病。
- 无法完成神经心理学评估或认知测试。

所有参与者均为中文母语使用者（普通话和/或当地方言），均属汉族。部分参与者受教育程度较低或没有正式教育，无法阅读；而其他参与者则受过大学教育。这反映了该地区老年人群体的典型人口分布。

MCI诊断

MCI的诊断遵循既定的标准（Petersen，2004），并根据中国人群进行了修改（Jia等人，2021），包括：

- 参与者或其家属报告的主观认知主诉。
- 客观认知功能损害，通过标准化神经心理学测试加以证实。
- 一般认知功能和日常生活活动能力保留。
- 不存在痴呆。

我们向所有参与者施行了HAMA、HAMD、简易精神状态检查（MMSE）和蒙特利尔认知评估（MoCA）。根据评分，每位参与者被归入MCI组或健康对照组（HC）。

考虑到识字率对认知表现的已知影响，我们采用了基于教育程度分层的MMSE和MoCA评分截断值（Jia等人，2021）。对于无法阅读的参与者，若其MMSE评分<17且MoCA评分<13，则将其归入MCI组。对于受过小学教育的参与者，截断值为MMSE评分≤20且MoCA评分<19。对于受过中学教育的参与者，若MMSE评分≤24且MoCA评分<24，则将其归入MCI组。

评估

初步测试显示，在约90-120分钟的单一测试时段内完成所有三项任务会产生明显的疲劳效应，这可能影响后续任务的表现，尤其是对于MCI参与者。因此，队列1中的76名参与者仅在单次测试中完成了两项触觉任务，任务之间有10分钟的休息间隔；而队列2中的76名参与者仅完成了学习-识别任务。

触觉角度认知任务

触觉角度大小比较任务和触觉角度排序任务分别由队列1中的每位参与者完成。为此，我们使用了触觉认知任务装置（图1），由七块塑料瓷砖和一个带有瓷砖放置槽的塑料框架组成，参与者根据选择将瓷砖放入槽中。每块瓷砖尺寸为40.0 mm2，由定制塑料部件制成，具有0.5 mm高的凸起角度。

图1

用于触觉角度大小比较和排序测试的触觉认知测试装置。

用于触觉角度大小比较任务的瓷砖组包含一个34度参考角度和六个比较角度：22度、26度、30度、38度、42度和46度。每位参与者完成六次试验，每个比较角度各一次。在每次试验中，参考角度瓷砖和一个比较角度瓷砖同时呈现。触觉角度排序任务使用同样的七块瓷砖；最小和最大角度作为固定端点，参与者按顺序排列中间五个角度。

MCI组和HC组的参与者先完成触觉角度大小比较任务，然后完成触觉角度排序任务。参与者被要求闭眼，将一个34度参考角度与其他六个不同角度的角度进行比较。为最大限度地减少工作记忆的影响，参与者每只手持一块瓷砖，同时触摸两个角度，然后口头回答比较角度是大于、小于还是等于参考角度。每个正确答案得1分，满分6分。

对于触觉角度排序任务，实验者将22度和46度角度分别固定在框架的最右侧和最左侧位置。然后参与者被要求闭眼，将剩余五个角度按升序排列。为减少随机性的影响，此过程重复五次。每个角度正确放置即得分（例如，26度在第二位置，30度在第三位置，依此类推）。相邻角度的放置准确性不影响评分。每次正确放置得1分，每次试验最多5分，总分为25分。

学习-识别任务

我们使用"Credamo"网站向队列2施行了学习-识别任务，包括临床记忆量表中的无意义图形材料。

刺激物通过一台16英寸笔记本电脑呈现（屏幕分辨率1536×960像素，刷新率60 Hz）。参与者使用一个仅包含"是"和"否"键的简化键盘对每个刺激物作出反应。屏幕背景为灰色，实验刺激物文字大小为12像素。图片材料包括15张记忆图片和30张识别图片，采用伪随机化任务设计，包含15个信号试次（第1、3、7、11、12、15、16、17、19、20、21、23、25、29、30项）和15个噪声试次（第2、4、5、6、8、9、10、13、14、18、22、24、26、27、28项）。

学习-识别任务包括3个练习试次和30个正式试次（图2）。参与者聆听指示直至完全理解。随后呈现一个无意义的图形供参与者记忆，2000毫秒后自动进入下一页。接着呈现两个简单的图画，要求参与者按下"是"或"否"按钮判断图中描绘的物体是否属于同一类别。在显示空白屏幕2000毫秒后，出现另一个无意义的图形，要求参与者按下"是"或"否"按钮判断该图形是否与其刚刚记忆的图形相同（图2）。

开放多媒体模态
图2 开放多媒体模态

学习-识别测试程序。

数据分析

队列等效性与可比性

我们承认，基于两个独立队列之间的比较所进行的推断本质上是间接的。因此，我们在每个队列中观察到的行为模式在原理上可能反映的是不同的潜在机制，而非共同的认知过程。为了正式评估两个队列是否具有足够的可比性以进行跨任务解释，我们进行了等效性检验和传统零假设显著性检验。对于连续变量，我们使用预设的等效界限对标准化均值差异进行了两个单侧检验。对于分类变量，我们使用预设的比例等效界限对比例的绝对差异进行了等效性检验。

关键人口统计和认知变量，包括年龄、MMSE和MoCA评分、MCI诊断、性别和教育年限，均支持等效性（表1）。这些结果为两个队列之间与跨任务解释最相关的变量的可比性提供了统计学支持。然而，由于学习-识别任务和触觉任务是由不同参与者完成的，工作记忆损害与触觉认知缺陷之间的关系应被解释为收敛的间接证据，而非直接的被试内中介效应。

表1 队列间人口统计和认知变量的等效性检验结果

A. 连续变量?
变量 队列1 M(SD) 队列2 M(SD) ΔM Cohen's d d的90% CI TOST p
年龄 61.05 (7.74) 61.07 (5.95) ?0.01 ?0.002 ?0.271至0.267 0.008
MMSE 24.89 (4.46) 24.75 (4.14) 0.15 0.034 ?0.236至0.304 0.013
MoCA 19.93 (5.25) 20.38 (4.93) ?0.45 ?0.089 ?0.365至0.187 0.032

B. 分类变量?
变量 类别 队列1 n(%) 队列2 n(%) ΔProportion Δ的90% CI TOST p
MCI状态 MCI 38 (50.0) 38 (50.0) 0.000 ?0.133至0.133 0.007
HC 38 (50.0) 38 (50.0) 0.000 ?0.133至0.133 0.007
性别 男性 39 (51.3) 42 (55.3) ?0.039 ?0.172至0.094 0.024
女性 37 (48.7) 34 (44.7) 0.039 ?0.094至0.172 0.024
不识字 7 (9.2) 4 (5.3) 0.039 ?0.029至0.108 <0.001
教育程度 小学 30 (39.5) 31 (40.8) ?0.013 ?0.144至0.118 0.009
中学 34 (44.7) 32 (42.1) 0.026 ?0.106至0.159 0.015
中学后教育 5 (6.6) 9 (11.8) ?0.053 ?0.129至0.024 <0.001

?连续变量使用Cohen's d = ±0.40的等效界限进行标准化均值差异的TOST检验。
?分类变量使用±0.20的等效界限进行比例绝对差异的TOST检验。
HC = 健康对照。MCI = 轻度认知障碍。TOST = 两个单侧检验。

鉴于教育程度是认知评估中已建立的混杂因素，我们在后续涉及认知和任务表现的 analyses 中纳入教育年限作为协变量。

数据分析

数据分析使用RStudio（版本2024.12.0）进行。使用线性混合效应模型比较MCI组和HC组在触觉角度大小比较和触觉角度排序任务上的表现差异。性别、年龄、教育程度、HAMA评分和HAMD评分被纳入作为协变量。对于学习-识别任务，我们应用信号检测理论计算每位参与者的击中率、虚报率、辨别力指数（d′）和反应偏向指数（log β），从而表征识别敏感性和反应倾向。

我们将击中率定义为正确识别目标试次占目标试次总数的比例，将虚报率定义为非目标试次被错误判断为目标的比例。为避免z值无穷大，我们使用对数线性校正对击中率和虚报率进行了校正。辨别敏感性指数计算为d′=z(H)?z(FA)，其中H和FA分别代表校正后的击中率和虚报率。反应偏向指数计算为β=exp{[z(FA)2?z(H)2]/2}，较大的值表示更保守的反应倾向。

此外，我们以组别状态作为分类结果生成受试者工作特征（ROC）曲线，以评估两个触觉任务和学习-识别指数的诊断性能。作为补充分析，我们还为学习-识别任务绘制了组特异性ROC曲线，以描述性比较MCI组和HC组之间的识别敏感性和与决策相关的表现模式。

结果

参与者

在当前研究队列1的招募期间，共有131人前来检查。其中41人被排除，原因包括不符合纳入标准（n=16）、拒绝参与（n=11）、数据缺失（n=5）或无法理解普通话（n=9）。剩余的90人中有76人被纳入随机分组，MCI组和HC组各有38名参与者。在队列1中，MCI组和HC组在性别（χ2=?0.68，p=0.498）和年龄（t=?0.12，p=0.907）方面无显著差异（表2）。然而，两组在教育年限上存在显著差异（p=0.043）。

表2 队列1的人口统计特征（触觉角度任务）

变量 统计量 MCI (N=38) HC (N=38) t/χ2? df p
年龄 M(SD) 61.0 (6.4) 61.1 (9.0) ?0.12 66.9 0.907
性别 — — — ?0.68 74.0 0.498
男性 n(%) 18 (47.4) 21 (55.3)
女性 n(%) 20 (52.6) 17 (44.7)
教育程度 — — — 8.17 3.0 0.043*
不识字 n(%) 2 (5.3) 5 (13.1)
小学 n(%) 15 (39.5) 15 (39.5)
中学 n(%) 21 (55.2) 13 (34.2)
中学后教育 n(%) 0 (0.0) 5 (13.2)
HAMA M(SD) 1.18 (2.67) 2.86 (3.47) ?2.29 71.0 0.023*
HAMD M(SD) 0.95 (2.18) 2.03 (2.40) ?2.01 68.9 0.048*
MMSE M(SD) 23.19 (4.88) 26.55 (3.29) ?3.51 73.0 <0.001***
MoCA M(SD) 17.13 (4.46) 23.35 (3.40) ?6.11 66.4 <0.001***

*p ＜0.05。
**p ＜0.01。
***p ＜0.001。
?连续变量的组间差异使用Welch独立样本t检验评估，其中t统计量表示相对于其变异性而言的组间差异。分类变量的差异使用χ2检验评估，其中χ2统计量表示观察频数与期望频数之间的差异。
df = 自由度。HAMA = 汉密尔顿焦虑量表。HAMD = 汉密尔顿抑郁量表。HC = 健康对照。MCI = 轻度认知障碍。MMSE = 简易精神状态检查。MoCA = 蒙特利尔认知评估。

队列2同样包含76名参与者，其中MCI 38人，HC 38人（表3）。我们观察到两组在年龄、性别、教育程度、HAMA或HAMD方面无显著差异。

表3 队列2的人口统计特征（学习与识别任务）

变量 统计量 MCI (N=38) HC (N=38) t/χ2? df p
年龄 M(SD) 61.5 (6.2) 60.6 (5.7) 0.63 73.4 0.53
性别 — — — 0.92 74.0 0.37
男性 n(%) 23 (60.5) 19 (50.0)
女性 n(%) 15 (39.5) 19 (50.0)
教育程度 — — — 1.14 3.0 0.77
不识字 n(%) 3 (7.9) 1 (2.6)
小学 n(%) 15 (39.5) 16 (42.1)
中学 n(%) 16 (42.1) 16 (42.1)
中学后教育 n(%) 4 (10.5) 5 (13.2)
HAMA M(SD) 4.79 (4.68) 4.19 (4.50) 0.57 73.0 0.57
HAMD M(SD) 3.79 (4.04) 2.61 (2.68) 1.51 74.0 0.14
MMSE M(SD) 22.92 (4.16) 26.62 (3.22) ?4.30 73.0 <0.001***
MoCA M(SD) 17.63 (4.23) 23.13 (4.98) ?5.84 74.0 <0.001***

***p ＜0.001。
?连续变量的组间差异使用Welch独立样本t检验评估，其中t统计量表示相对于其变异性而言的组间差异。分类变量的差异使用χ2检验评估，其中χ2统计量表示观察频数与期望频数之间的差异。
df = 自由度。HAMA = 汉密尔顿焦虑量表。HAMD = 汉密尔顿抑郁量表。HC = 健康对照。MCI = 轻度认知障碍。MMSE = 简易精神状态检查。MoCA = 蒙特利尔认知评估。

触觉角度认知任务

对协变量校正后的线性混合效应模型的III型方差分析显示，存在显著的组别主效应（F?,??=15.52，p<0.001），HC组在两个触觉任务上的整体表现优于MCI组。还存在显著的任务主效应（F?,??=323.81，p<0.001），表明触觉角度大小比较任务和触觉角度排序任务之间的表现存在显著差异。重要的是，组别×任务交互作用也显著（F?,??=10.48，p<0.002），表明组间差异的大小因任务类型而异。

进一步检查了任务特异性对比。对于触觉角度大小比较任务（满分为6分），HC组的校正均分为5.09，MCI组为4.27。校正后的组间差异不具有统计学显著性（估计值=0.82，SE=0.95，t???.??=0.87，p=0.388）。这表明（在控制人口统计和情感协变量后），触觉角度大小比较任务无法在组比较水平上可靠地区分MCI组参与者和HC组参与者。

相比之下，我们在触觉角度排序任务（满分为25分）上观察到显著的组间差异。HC组的校正均分（17.55）高于MCI组（12.93）。校正后的组间差异显著（估计值=4.62，SE=0.95，t???.??=4.88，p<0.001）。这些发现表明，与触觉角度大小比较任务相比，触觉角度排序任务对MCI相关损害更为敏感（图3）。

开放多媒体模态
图3 开放多媒体模态

参与者组间触觉任务表现比较。HC=健康对照。MCI=轻度认知障碍。

为进一步评估协变量校正后两个触觉任务的诊断性能，我们使用模型预测概率进行了ROC分析（图4）。

开放多媒体模态
图4 开放多媒体模态

触觉角度辨别测试的绘制准确性曲线。

触觉角度排序任务显示出良好的辨别性能，曲线下面积（AUC）为0.858，95% CI [0.773, 0.942]（表4）。触觉角度大小比较任务也显示出可接受的辨别性能，AUC为0.794，95% CI [0.691, 0.897]。

表4 触觉认知任务的受试者工作特征分析结果

任务 AUC (95% CI) 截断概率 敏感性 特异性 准确率 PPV NPV
触觉角度排序 0.858 (0.773–0.942) 0.451 0.842 0.743 0.795 0.780 0.812
触觉角度大小比较 0.794 (0.691–0.897) 0.595 0.658 0.829 0.740 0.806 0.690

AUC：曲线下面积；NPV：阴性预测值；PPV：阳性预测值。

总体而言，这些结果表明，在校正人口统计和情感协变量后，两个触觉任务均显示出一定区分MCI参与者与HC的能力。然而，触觉角度排序任务对MCI相关的触觉认知衰退表现出更强的组水平敏感性，且整体诊断性能在数值上更优。

学习与识别任务

使用广义线性混合模型考察学习与识别准确率，同时控制年龄、性别、教育程度、HAMA评分和HAMD评分。我们观察到显著的组别主效应（χ2(1)=6.98，p=0.008），表明MCI组的整体准确率低于HC组。HC组的校正整体准确率为0.823（95% CI，0.746–0.880），MCI组为0.720（95% CI，0.625–0.799）。HC组的正确反应几率也更高（OR=1.80，p=0.011）。

我们还发现显著的条件主效应（χ2(1)=37.04，p<0.001），但组别×条件交互作用不显著（χ2(1)=1.34，p=0.247）。条件特异性比较显示，HC组在不同试次中的表现显著更优（OR=2.05，p=0.008），而同试次的组间差异处于边缘水平（OR=1.58，p=0.059）（图5）。

开放多媒体模态
图5 开放多媒体模态

雨云图展示了HC组和MCI组在不同和相同试次中的参与者级别原始识别准确率。点代表校正后均值概率，误差条代表95%置信区间。A. 按组和条件划分的原始识别准确率。B. 在控制年龄、性别、教育程度、HAMA评分和HAMD评分后，GLMM校正的识别准确率估计值。HAMA=汉密尔顿焦虑量表。HAMD=汉密尔顿抑郁量表。HC=健康对照。GLMM=广义线性混合模型。MCI=轻度认知障碍。

信号检测分析进一步表明，MCI组的识别敏感性降低。HC组的辨别敏感性指数d′高于MCI组（1.745对1.058），且在协变量校正后该组间差异仍显著（估计值=?0.530，p=0.021）。相比之下，在协变量校正后，击中率和虚报率的组间差异不具有统计学显著性，尽管虚报率显示出MCI组可能更高的趋势（估计值=0.070，p=0.095）（图6）。由log β表征的反应偏向显示出边缘的组间差异（估计值=?0.316，p=0.069），提示MCI组可能存在较不保守的反应倾向。

开放多媒体模态
图6 开放多媒体模态

HC组和MCI组在学习-识别任务中信号检测指数的比较。未校正的组间比较显示，MCI组的d′显著低于HC组（p=0.004），β也显著更低（p=0.013）。击中率的差异不显著（p=0.155），而虚报率的差异显示出接近显著的倾向（p=0.071）。在控制年龄、性别、教育年限、HAMA和HAMD评分后，MCI组的d′仍显著低于HC组（p=0.021），而log β的组间差异降至趋势水平效应（p=0.069）。HAMA=汉密尔顿焦虑量表。HAMD=汉密尔顿抑郁量表。HC=健康对照。

MCI = 轻度认知障碍。作为任务内识别表现的补充可视化，我们绘制了各组特异性ROC曲线。HC组（健康对照组）显示出比MCI组更高的AUC（曲线下面积），分别为0.783（95%置信区间，0.755–0.811）与0.709（95%置信区间，0.679–0.739），表明HC组在识别相关敏感性和决策表现方面更强（图7）。

图7 学习-识别任务的准确性评估。AUC = 曲线下面积。HC = 健康对照组。MCI = 轻度认知障碍。

**讨论**

在本研究中，我们使用两个触觉角度任务和一个视觉学习-识别任务，评估了有无MCI老年人的触觉认知表现。在控制年龄、性别、教育水平、HAMA（汉密尔顿焦虑量表）评分和HAMD（汉密尔顿抑郁量表）评分后，健康老年人在触觉任务中的表现优于MCI老年人。

总体组间差异主要归因于触觉角度序列任务而非触觉角度大小比较任务的表现。在协变量调整后，触觉角度大小比较任务未观察到显著的组间差异，而MCI参与者在触觉角度序列任务中的表现显著差于HC组。这一模式表明，当任务需要顺序加工以及对触觉信息进行暂时保持和操作——即对工作记忆提出更高要求的加工过程——而非仅需要基本的触觉角度辨别时，MCI相关的触觉认知缺陷可能更为明显。

我们的ROC分析进一步支持了这一解释。在协变量调整后，两项触觉任务均显示出一定的区分MCI与健康衰老的判别价值，但触觉角度序列任务在数值上的诊断性能优于触觉角度大小比较任务。这一模式与以下观点一致：更为复杂的触觉任务可能比主要依赖基本感官辨别的任务对MCI相关的认知衰退更为敏感。特别是，序列任务可能对工作记忆和执行功能提出更高的要求，而这两者正是MCI中常受影响的领域。因此，触觉序列表现可能为老年人细微认知衰退提供一个有用的行为学指标。

学习-识别任务为MCI组认知加工受损提供了会聚性证据。信号检测论分析显示，MCI个体的识别表现下降，尤其反映为辨别敏感性降低。这表明MCI参与者在识别阶段区分目标与非目标刺激时更加困难。补充的组特异性ROC曲线也表明MCI组与HC组之间存在不同的识别相关表现模式。

然而，学习-识别任务使用的是视觉刺激，而触觉任务评估的是躯体感觉加工。因此，学习-识别表现与触觉序列缺陷之间的关联应被视为间接的会聚性证据，而非工作记忆障碍导致触觉任务缺陷的直接证据。因为工作记忆并非完全跨模态独立，触觉工作记忆和视觉工作记忆可能部分依赖于不同的神经机制。未来的研究应纳入触觉版本的学习-识别任务，以更直接地检验触觉工作记忆是否介导MCI中的触觉认知障碍。

**局限性与发展方向**

应承认以下几点局限性。首先，本研究中MCI的诊断主要依赖于MMSE（简易精神状态检查量表）和MoCA（蒙特利尔认知评估）评分以及临床标准。尽管这些筛查工具应用广泛，但它们对检测细微或早期MCI的敏感性有限。Petersen标准强调基于神经心理学评估的客观认知损害，仅凭筛查工具可能不足以进行精确的诊断分类。未来研究应纳入更全面涵盖情景记忆、执行功能、注意力、语言和视空间能力的神经心理学测验组合，以提高诊断准确性。

其次，尽管MCI在临床上具有异质性，但本研究将MCI组视为同质组。MCI亚型的认知特征、神经机制和预后各不相同。缺乏亚型分类可能掩盖了触觉认知、工作记忆与认知障碍之间更为具体的关系。

第三，在第一个队列中，HC组的HAMA和HAMD评分高于MCI参与者，尽管总体评分仍然较低。由于焦虑和抑郁症状可能影响认知和感觉任务表现，这种颇为出乎意料的失衡可能引入了潜在偏倚。尽管我们通过将HAMA和HAMD评分作为协变量纳入统计模型来减轻这一担忧，但无法完全排除残留的混杂效应。未来的研究应努力实现组间情感症状的更好匹配。

最后，双队列设计减少了参与者负担并最大限度地降低了疲劳相关的混杂因素，但这也限制了触觉任务与学习-识别任务之间的被试内直接比较。因此，关于触觉序列缺陷与工作记忆障碍之间关系的结论仍然是初步的。

尽管存在这些局限性，本研究的结果表明，与简单的触觉角度比较相比，触觉角度序列在检测MCI相关触觉认知衰退方面更为敏感。因此，触觉序列任务可能提供了一种有前景的、低成本的行为学方法，用于识别老年人细微的认知障碍，尤其是在与更广泛的认知评估和模态特异性工作记忆测量相结合时。

**结论**

本研究探讨了触觉认知任务在识别老年人MCI方面的潜在价值，并考察了工作记忆相关加工的可能作用。研究发现，在调整人口学和社会情感协变量后，触觉角度序列任务可能比触觉角度大小比较任务对MCI相关损害更为敏感。与简单的触觉辨别相比，触觉序列似乎对顺序加工、信息暂时保持与操作提出更高的要求，这可能在部分程度上解释了其更强的组水平敏感性。

学习-识别任务提供了额外的证据，表明MCI个体可能表现出识别敏感性降低和决策相关表现的改变。总体而言，触觉序列任务可能为检测老年人细微的认知变化提供了一种有前景且低成本的行为学方法。未来的研究应采用被试内设计、基于触觉的工作记忆范式、全面的神经心理学评估以及更大的样本量，以进一步明确触觉认知、工作记忆与MCI亚型之间的关系。