背景：间歇性外斜视是儿童常见的眼病之一,同时间歇性外斜视也是外斜视中最常见的类型。间歇性外斜视的自然病程目前尚无明确的研究结论,但诸多学者认为[15]间歇性外斜视最初发生在患者视远时,随着病程的发展,视近时也会发生眼位外斜。Jampolsky[11提出,间歇性外斜视由外隐斜发展而来,并且存在进一步发展为恒定性外斜视的可能性,他认为大脑抑制作用的发生和发展是破坏双眼融合功能的关键,患者的双眼视觉功能的状态同斜视病程长短及抑制作用的程度紧密相关,因此间歇性外斜视患者双眼融合功能是评估病情严重程度的重要参考指标之一。当间歇性外斜视患者对其眼位控制能力较弱、眼位外斜频繁发生时,其双眼融合功能更容易遭到破坏,此种情况为间歇性外斜视病情加重的征兆。Kushner[17]指出,对间歇性外斜视患者进行临床检查时,不仅需要用三棱镜加交替遮盖法测量其外斜度数,对患者的眼位控制能力的评估同样重要。针对如何评估间歇性外斜视患者对其眼位的控制能力,许多学者提出了不同的方法。1987年,Calhount[18]将间歇性外斜视分为4期；2005年,Chia[19]等提出将间歇性外斜视患者的眼位控制能力分为三个等级(良好、中等、不良)；2004年,Haggerty等[20]提出间歇性外斜视的纽卡斯尔眼位控制能力评分标准(Newcastle Control Score),结合患者日常生活中家人对其眼位变化的观察结果和医生对其视远、视近控制能力的检查结果予以评分(此标准于2008年进行修改,将医生评分由最初的0-2分增至0-3分)。以上三种检测方法中,对于患者控制能力仅有粗略的估计,并无精确的时间测量。2006年,Mohney和Holmes[21]提出将间歇性外斜视患者的眼位控制能力分为6个等级(an office-based 6-point control scale)。该方法使用精确的时间测量点,可详细检测患者视远、视近时的控制能力等级,方法简便、易操作,而且对患者年龄的依赖性低。此种方法对准确评估患者对其眼位的控制能力有重要的意义。1966年,根据视远及视近斜视角度的差值,Burian[2]将间歇性外斜视分为四种类型：基本型、真性分开过强型、类似分开过强型和集合不足型。由于间歇性外斜视患者的分型标准以其视远、视近时的斜视度数差值为依据,那么是否不同类型的间歇性外斜视患者在其视远、视近控制能力级别上有相应的特点?本文针对此种设想,对于间歇性外斜视患者做了相应的研究。目的：探究间歇性外斜视患者的分型与其眼位控制能力的相关性。材料和方法：前瞻性病例系列研究。收集2012年12月至2014年8月就诊于我院并被确诊为间歇性外斜视的164例符合纳入标准的病例。根据Mohney和Holmes[21]的方法,对每位患者分别进行看远(室内距离6m的卡通节目)和看近(室内距离33cm的调节性视标)控制能力的检测。每位患者均接受看远(室内距离6m的卡通节目)及看近(室内距离33cm的调节视标)时三棱镜加交替遮盖试验测量斜视度数。如需遮盖单眼而判断斜视类型,则给予患者单眼遮盖1小时。根据Burian[22]的理论,将所有间歇性外斜视患者分为四种类型：基本型、真性分开过强型、类似分开过强型、集合不足型。使用Randot近立体视锐度图对每位患者进行近立体视觉功能的测定。将每例间歇性外斜视患者视远时的融合控制力级别与其视近时的融合控制力级别的差值定义为D值。应用SPSS 19.0对4种类型的D值进行秩和检验,当p<0.05时有统计学意义。应用SPSS19.0对四组患者的近立体视觉功能进行秩和检验,当p<0.05时有统计学意义。结果：本研究中的164例间歇性外斜视患者中,127例(77.4%)患者视远的控制能力大于视近的控制能力,37例(22.6%)患者视远的控制能力等于视近的控制能力。使用曼-惠特尼检验对四组的D-value进行比较,基本型间歇性外斜视患者的D值小于真性分开过强型间歇性外斜视患者的D值(p<0.001)；基本型间歇性外斜视患者的D值小于类似分开过强型间歇性外斜视患者的D值(p=0.022)；基本型间歇性外斜视患者的D值与集合不足型间歇性外斜视患者的D值无统计学差异(p=0.173)；真性分开过强型间歇性外斜视患者的D值与类似分开过强型间歇性外斜视患者的D值无统计学差异(p=0.102)；真性分开过强型间歇性外斜视患者的D值大于集合不足型间歇性外斜视患者的D值(p<0.001)；类似分开过强型间歇性外斜视患者的D值大于集合不足型间歇性外斜视患者的D值(p=0.012)。使用Kruskal-Wallis检验,对本研究中四组间歇性外斜视患者的近立体视觉功能结果进行分析,结果四组患者的近立体视觉功能结果无统计学差异(p=0.515)。结论：间歇性外斜视患者视远时的眼位控制力比视近时的眼位控制力要弱,这种现象在真性分开过强型和类似分开过强型患者更为明显。