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理学療法科学 21(4):357–362,2006

■研究論文




            臨床的体幹機能検査(FACT)の開発と信頼性

        Development and Reliability of Functional Assessment for Control of Trunk (FACT)




奥田  裕1)  荻野 禎子1)  小澤 佑介1) 
原田 慎一1)  江連 亜弥1)  内山 靖2)

YUTAKA OKUDA, RPT1), YOSHIKO OGINO, RPT1), YUSUKE OZAWA, RPT1), SHINICHI HARADA, RPT1),
AYA EDURE, RPT1), YASUSHI UCHIYAMA, RPT, PhD2)

1)   Rehabilitation Amakusa Hospital: 343 Hirakata, Koshigaya, Saitama 343-0002, Japan. TEL +81 48-977-3979
2)   Department of Physical Therapy, Faculy of Medicine,Gunma University

Rigakuryoho Kagaku 21(4): 357–362, 2006. Submitted Jan. 13, 2006. Accepted Jun. 26, 2006.

ABSTRACT: We aimed to develop a Functional Assessment for Control of Trunk (FACT), and determine its reliabil-
ity in this study. FACT judges the trunk performance and consists of 10 items with a full score of 20. Five physical
therapists arranged in pairs, separately performed FACT for 23 cerebrovascular accident patients. We studied the inter-
rater reliability of total scores with intra-class correlation coefficient (2,1), and analyzed the adjustment rate per item
with percentages and κ coefficients. We used Cronbach’s α for internal consistency. High inter-rater reliability
(ICC(2,1)=0.96) was found for the total score. The agreement rate for each item ranged from 87-100%, κ coefficients
0.62-1, showing sufficient reliability for clinical introduction; Cronbach’s α was 0.81. FACT is able to assess trunk
function through a points measure of performance, and its application in clinical settings and research as a treatment-
oriented test method is anticipated.
Key words: Functional Assessment for Control of Trunk, cerebrovascular accident, reliability

要旨:臨床的体幹機能検査(FACT: Functional Assessment for Control of Trunk)を開発し,信頼性を明らかにすること
を目的とした。FACTは体幹にかかわるパフォーマンスの可否を判定するもので,10項目20点満点で構成されている。
脳卒中者23例を対象として,理学療法士5名でペアを作り,別々にFACTを実施した。検者間信頼性について,合計点
では級内相関係数(2,1),項目毎の合致率は%とκ係数を用いて検討した。内的整合性はクロンバックのα係数を用いた。
合計点は検者間で高い信頼性を認めた(ICC(2,1)=0.96)。項目毎では87~100%の一致率が示され,κ係数は0.62~1で臨
床導入が可能な信頼性を有することが示された。また,クロンバックのαは0.81であった。FACTは体幹機能をパフォー
マンスによる得点尺度で捉えることができ,治療指向的な検査法の一つとして臨床,研究両分野での適用が期待され
る。
キーワード:臨床的体幹機能検査,脳卒中,信頼性
1)
     リハビリテーション天草病院 リハビリテーション部:埼玉県越谷市平方343(〒343-0002)TEL 048-977-3979
2)
     群馬大学 医学部保健学科理学療法学専攻
受付日 2006年1月13日  受理日 2006年6月26日
358                                      理学療法科学 第21巻4号




                   I. はじめに                             修正された検査を更に何度かの試行を繰り返し,検査
                                                      項目の統合などの修正を重ね,10 項目 20 点満点のパ
  脳卒中者において,経験的に体幹機能の重要性が指摘                            フォーマンステストであるFACTを考案した。
1,2)され,歩行との関係3-5)などが報告されている6,7)。既存

の臨床的な体幹機能検査には,SIAS(Stroke Impairment                  3. FACTの内容
              8-10)
                     TCT(Trunk Control Test)11,12),
Assessment Set) の体幹項目,                                (1)FACTは,相対的に体幹機能をみるものであり,課
片麻痺の頸・体幹・骨盤帯運動機能検査13),ORR(Optical                     題の一部には上下肢の運動を含んでいる。
Righting Reactions)14,15)などがある。そのうちSIASは片麻            (2)FACTの実際
痺を要素的にとらえることができる面では優れている                               測定姿勢:可能な限り両下肢足底面を床面に接地した
が,体幹項目だけをみれば静止座位保持能力と体幹筋力                             端座位。
しかみることができず,TCTは機能障害と能力障害が混                             測定場所:40~45 cmの高さで一定の硬さの座面を持つ
在していると指摘されている16)。また既存の体幹機能検                           治療台やベッドなどの場所。座面の硬さの違いで結果が
査は,重症度を判断するためのものが多く,実際の理学                             異なることがあるため,経時的に検査する場合には,測
療法において具体的な介入の選択に結びつけられるもの                             定場所を統一することが望ましい。
は少ない。                                                  検査手順: 1~10項目の検査を順に検査する。FACTは
  そこで本研究では,治療指向的な評価指標として臨床                            最大能力を測定するため,3回試行した際の最大パフォー
的体幹機能検査(FACT:Functional Assessment for Control of     マンスを代表値とする。
Trunk)を開発し,FACTの信頼性を明らかにすることを目                        (3)各検査項目
的とした。                                                  1.は上肢で手すりなどを支持して10秒以上端座位保持
                                                      可能かどうかをみる検査で,2.は上肢支持なしで10秒以
                 II. FACTの開発                          上端座位保持が可能かどうかをみる検査である。3.は片
                                                      側の手で反対側の足首を握って戻る検査,4.は両側臀部
1. FACT作成の基本概念                                        を持ち上げ左右に移動する検査,5.は片側臀部を座面か
  体幹機能検査の作成において,
               (1)検査を通して問題                            ら3秒以上離す検査,6.は片側大腿部を持ち上げ足底面を
点が明確になり具体的な治療の手がかりとなる治療指向                             床面から3秒以上離す検査,7.は両側足底面を床面から3
的な検査であること,(2)体幹機能の変化を客観的に捉                            秒以上離す検査,8.は前後へのお尻歩きの検査,9.は仙骨
えられ,治療効果の判定ができる尺度化された検査であ                             より20 cm後方に置いた検者の指の本数を肩越しに見て
ること,(3)被検者に負担のかからない臨床的で簡便性                            答える検査,10.は片側上肢を最大挙上(肩関節屈曲)す
を有する検査であること,を基本条件とした。                                 ることで脊柱の最大伸展をみる検査となっている。
                                                       なお,各検査項目の目的,判定基準,口頭指示・注意
2. FACTの開発経緯                                          事項,点数配分は表1に示したとおりである。
  開発当初はBrunnstrom Recovery Stageの回復段階17) に
則り,体幹筋の麻痺の程度と運動の病的共同性や分離の                                          III.  方 法
程度を捉える6段階のステージ化を試みた。判定基準とし
ては,体幹の運動学的要素(骨盤の前後傾,体幹の屈曲                             1. 対象
伸展の程度)に基づくものとした。                                       対象はA病院に入院中の脳卒中(脳出血・脳梗塞)者
  しかし,運動学的要素による判定基準では,結果の信                            とした。なお,重度の失語症などで指示理解が困難な例,
頼性が乏しかったため,検査をパフォーマンス化した18)。                          著しい運動失調・純粋なパーキンソニズム・明らかな有
パフォーマンスは,理学療法士が通常の評価・治療場面                             痛性疾患や整形疾患を併存する例,バイタルサインが安
で多く用いる動作から選定することで,治療指向的な検                             定していない者は除外した。このうち,研究の目的およ
査法となるように配慮した。また,脳卒中者の体幹機能                             び方法について説明し,十分な同意と協力が得られた23
の回復過程には単純な順序性のみで総体的な機能を表現                             例(男性15例,女性8例。平均年齢66±8歳。脳梗塞12例,
できるわけではないことから,複数項目の合計点で判定                             脳出血9例,クモ膜下出血2例。左片麻痺12例,右片麻痺
するバッテリー検査とした。                                         9例,四肢麻痺2例。発症より平均107±93日)であった。
臨床的体幹機能検査(FACT)の開発と信頼性   359
360                                 理学療法科学 第21巻4号




2. 方法                                             表2 検査項目別一致人数・一致率・κ係数
  検査はA病院の理学療法士5名で行った。検者間信頼
                                                  検査項目     一致 ( 人 )   不一致 ( 人 )   一致率 (%)   κ 係数
性をみるため,同一対象者に対して2人が判定をした。1
                                                      1       23          0         100      1
名は治療担当者,1名はそれ以外の理学療法士でペアを
                                                      2       23          0         100      1
作った。なお,ペアには偏りが生じないように理学療法
                                                      3       23          0         100      1
士を割り当てた。それぞれの対象者に対して同じ日に,
                                                      4       21          2         91.3    0.81
同じ条件で別々にFACTを実施した。                                    5       20          3          87     0.79
                                                      6       23          0         100      1
3. 解析                                                 7       21          2         91.3    0.82
  合計点の検者間信頼性を級内相関係数                 (Intracrass       8       23          0         100      1
Correlation Coefficient,以下ICC)(2,1)にて検討した。項目          9       21          2         91.3    0.7
毎では検者間の一致度を一致率(%)とCohenのκ係数で                         10       21          2         91.3    0.62
算出した。各テスト項目の内的整合性についてはクロン
バックのα係数を算出した。
                                                  の利用状況は「必ず,或いは時々使っている」という施
                     IV. 結果                       設はBRS(Brunnstrom Recovery Stage)が80%で,SIASに関
                                                  しては10%程度で,Fugl-Meyer Assessment of Sensory
1. 得点分布                                           Recovery after Stroke20)は「ごくたまに使う」という施設を
  2人の検者によるFACT平均値の中央値は8点(0~17点)                   あわせても10%程度にとどまっている。評価指標を利用
であった。平均値の得点分布を便宜上5点刻みでみると0                        する上での課題として,知識不足,時間に余裕がない,
~5点未満;3例,5~10点未満;11例,10~15点未満;6                   適当な測定指標がない等が挙げられている。
例,15~20点;3例であった。                                    ICC,κ係数ともにおおまかな基準として0.9以上が
  なお,検査に要した時間は,説明を含めて概ね5分以内                       great,0.8~good,0.7~ok(fair),0.6~possible,0.6未満が
であった。                                             re-workとされている21)。本研究結果では,FACTの合計得
                                                  点は,ICC(2,1)0.96と高い検者間信頼性が示された。項目
2. 検者間信頼性                                         毎では,一致率(%)は87~100%と高い値を示した。κ係数
  合計点のICC(2,1)=0.96(95%信頼区間下限0.91,上限              では1,2,3,6,8は完全一致の1であった。4,7はgood,5,9は
0.98)であった。検査項目毎では,10項目中の5項目で一                     ok(fair),10はpossibleとなった。全ての検査項目において
致率100%,4項目のテストで2組に違いがあり(一致率91.                    検査可能な信頼性にあることを示すことができた。検者
3%),1項目で3組に違いがみられ(一致率87.0%),全                     間で違いがみられた原因としては,被検者の要因と検査
項目で高い一致率を示した。κ係数は0.62~1であった(表2)
                              。                   者の要因とが考えられる。前者では検査条件として同じ
また,得点差のみられた10組中8組で治療担当者の得点が                       日と指定したものの同じ時間としなかったため,理学療
高かった(表3)。                                         法実施前に検査した者と実施後に検査した者,検査直前
                                                  まで歩いていた者と寝ていた者,午前中検査した者と夕
3. 内的整合性                                          方検査した者,などで得点の違いがみられたと推測され
  内的整合性は,α=0.81であった。                              る。このことは,パフォーマンステストを行う際には,
                                                  検査前の活動状態を考慮する必要があることを示唆して
                     V. 考察                        いる。検査者の要因に関しては,対象者を良く知る治療
                                                  担当者の得点が高くなっていることから,対象者の最大
  近年,本邦でも科学的根拠に基づく医療(Evidence                     能力を判定する能力が検査結果の違いに反映される可能
Based Medicine),根拠に基づく理学療法(Evidence Based         性がある。なお,検査項目10のうち完全な一致がみられ
Physical Therapy)の中で,介入の選択および効果判定の                なかった5項目は,上述した要因に加えて判定基準の曖昧
明確な根拠が求められている。しかし,潮見らによって                         さなど検査そのものに改良の余地があることも否定でき
行なわれた我が国の総合リハビリテーション承認施設を                         ず,今後の検証が必要である。
               19)
対象にした実際調査 では,脳卒中者に対する評価指標                           内的整合性とは尺度構成の質問項目が相互に矛盾がな
臨床的体幹機能検査(FACT)の開発と信頼性                                                        361




                  表3 症例別担当者非担当者FACT点数表

                  被検者名    担当者     非担当者       平均値         得点差       不一致項目
                    A       17       17       17            0
                    B       17       17       17            0
                    C       17       17       17            0
                    D       14       14       14            0
                    E       14       14       14            0
                    F       14       14       14            0
                    G       14       12       13            2            7
                    H       15       12      13.5           3           10
                    I       11        9       10            2            4
                    J       11        8       9.5           3            9
                    K        8       11       9.5          –3            9
                    L        8        7       7.5           1            5
                    M       10        7       8.5           3           10
                    N        8        8        8            0
                    O        8        7       7.5           1            5
                    P        6        7       6.5          –1           4,5
                    Q        7        5        6            2            7
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                    W        0        0        0            0




いかを検定するものであり22),同一概念を測定する項目                  題点が明確になり具体的な治療の手がかりが得られると
が多数あった場合,可能な全ての折半方法を考慮して相                    いうように,FACTが治療指向的な検査であるという証明
関係数を求めた信頼性の推定値をクロンバックのα係数                    は今後症例検討などを通して行っていく必要がある。妥
という。通常クロンバックのα係数は0.8以上で内的整合                  当性や縦断研究による反応性を検討することも不可欠で
性 が 高 い と さ れ,FACT のα 係 数 は0.81 で あ っ たため,   あり,今後研究を進めていく必要がある。このように
FACTが総体として同一概念を測定していることが示さ                   FACTが臨床・研究両分野において活用されることを期待
れた。                                          している。
 FACT開発の基本概念である(1)FACTは治療を行う
上で用いることができるという発想の基考えられた検査                     謝辞 本要旨の一部は第39回日本理学療法学術大会で
であり,そのパフォーマンスは理学療法の評価治療場面                    口演し,大会奨励賞を受けた。研究にご協力いただいた
から選定されたため治療指向的である,
                 (2)結果が点数                    対象者および田尻和行先生はじめリハビリテーション天
化され,対象者の変化を捉えやすくなっているため,客                    草病院スタッフの皆様に深く感謝いたします。
観性があり,治療の効果判定ができる,(3)特別な器具
を使用せず5分以内で測定可能で体位変換も必要としな                                              引用文献
いため,検者・被検者ともに負担のかからない検査となっ
                                             1) Davies PM(著)冨田昌夫(監訳)
                                                                   :Right in the Middle. シュ
ている。 (2)については,FACTによって体幹機能を
   (1)                                         プリンガー・フェアラーク東京株式会社,東京,1991.
幾つかの要素に分けることができ,臨床場面で用いるこ                    2) 冨田昌夫,佐藤房郎,宇野 潤・他:片麻痺の体幹機能. PT
とで対象者の問題点の抽出や整理,治療の効果判定など                       ジャーナル,1991, 25: 88-94.
ができると考えている。臨床でFACTを使用することで問                  3) Carr J, Shepherd R: Stroke Rehabilitation. Butterworth-Heine-
362                                                        理学療法科学 第21巻4号



      mann Medical Published, Oxford, 2003.                                   1996, pp147-165.
 4) 吉元洋一:片麻痺の姿勢反射機構と体幹立ち直り反応が歩行                                           13) 吉尾雅春,糠野猛人,橋詰尚明・他:片麻痺の頸・体幹・骨
      に及ぼす影響. PTジャーナル, 1991, 25: 95-100.                                      盤の運動機能検査法の試作.理・作・療法,1980, 14: 831-839.
 5) 江西一成,安倍基幸,緒方 甫:片麻痺患者の体幹機能と歩                                           14) 吉元 洋一,勝田治己,長谷川博一・他:脳卒中片麻痺患者
      行能力の関係.PTジャーナル, 1996, 30: 821-826.                                      に対する姿勢反射機構検査.理学療法学,1988, 15: 321-328.
 6) 内山 靖 (編) 理学療法評価学. 医学書院, ,
           :               東京 2002, pp299-                                15) 吉元洋一:片麻痺の姿勢反射機構と体幹立ち直り反応が歩行
    327.                                                                      に及ぼす影響.PTジャーナル,1991, 25: 95-100.
 7) 松澤 正:理学療法評価法. 金原出版, 東京,1997, pp157-180.                               16) 園田 茂,千野直一:脳卒中の機能評価.脳神経,1999, 51:
 8) 園田 茂,才藤栄一,道免和久・他:脳卒中機能障害評価                                                201-206.
      セットStroke Impairment Assessment Set (SIAS)(1)その概要                   17) Brunnstrom S(著)佐久間穣爾,松村 秩(訳)
                                                                                                         :片麻痺の運
      および臨床応用.リハ医学,1993, 30: 273-278.                                         動療法. 医歯薬出版,東京,1974.
 9) 道免和久,才藤栄一,園田 茂・他:脳卒中機能障害評価                                            18) 奥田 裕,荻野禎子,小澤佑介・他:脳損傷患者に対する体
      セットStroke Impairment Assessment Set (SIAS)(3)運動麻痺                       幹機能評価表の試作.第12回埼玉県理学療法学会抄録集,
      の経時変化の観察.リハ医学,1993, 30: 315-318.                                        2003: 9.
10) 園田 茂:脳卒中片麻痺患者の機能評価法Stroke Impairment                                  19) 潮見泰藏,今井 樹:脳卒中における評価と理学療法効果.
    Assessment Set(SIAS)の信頼性および妥当性の検討(2)─体                                    PTジャーナル,2003, 37: 639-646.
      幹,高次脳機能,感覚項目,帰結予測―.リハ医学,1995,                                       20) Fugl-Meyer AR, Jaasko L, Leyman I, et al.: The post-stroke hemi-
      32: 123-132.                                                            plegic patient. I. A method for evaluation of physical performance.
11) Collin C,Wade DT: Assessing motor impairment after stroke; A              Scand J Rehab Med, 1975, 7: 13-31.
      Pilot reliability study. J Neurol Neurosurg Phychiatry, 1990, 53:   21) 今井 樹,潮見泰藏:理学療法研究における“評価の信頼
      576-579.                                                                性”の検査法.理学療法科学,2004, 19: 261-265.
12) Wade DT: Measures of Motor Impairment: Measurement in Neu-            22) 石井京子,多尾清子:ナースのための質問紙調査とデータ分
      rological Rehabilitation. Oxford University Press, New York,            析,医学書院,1999, pp32-33.

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Fact

  • 1. 理学療法科学 21(4):357–362,2006 ■研究論文 臨床的体幹機能検査(FACT)の開発と信頼性 Development and Reliability of Functional Assessment for Control of Trunk (FACT) 奥田  裕1)  荻野 禎子1)  小澤 佑介1)  原田 慎一1)  江連 亜弥1)  内山 靖2) YUTAKA OKUDA, RPT1), YOSHIKO OGINO, RPT1), YUSUKE OZAWA, RPT1), SHINICHI HARADA, RPT1), AYA EDURE, RPT1), YASUSHI UCHIYAMA, RPT, PhD2) 1) Rehabilitation Amakusa Hospital: 343 Hirakata, Koshigaya, Saitama 343-0002, Japan. TEL +81 48-977-3979 2) Department of Physical Therapy, Faculy of Medicine,Gunma University Rigakuryoho Kagaku 21(4): 357–362, 2006. Submitted Jan. 13, 2006. Accepted Jun. 26, 2006. ABSTRACT: We aimed to develop a Functional Assessment for Control of Trunk (FACT), and determine its reliabil- ity in this study. FACT judges the trunk performance and consists of 10 items with a full score of 20. Five physical therapists arranged in pairs, separately performed FACT for 23 cerebrovascular accident patients. We studied the inter- rater reliability of total scores with intra-class correlation coefficient (2,1), and analyzed the adjustment rate per item with percentages and κ coefficients. We used Cronbach’s α for internal consistency. High inter-rater reliability (ICC(2,1)=0.96) was found for the total score. The agreement rate for each item ranged from 87-100%, κ coefficients 0.62-1, showing sufficient reliability for clinical introduction; Cronbach’s α was 0.81. FACT is able to assess trunk function through a points measure of performance, and its application in clinical settings and research as a treatment- oriented test method is anticipated. Key words: Functional Assessment for Control of Trunk, cerebrovascular accident, reliability 要旨:臨床的体幹機能検査(FACT: Functional Assessment for Control of Trunk)を開発し,信頼性を明らかにすること を目的とした。FACTは体幹にかかわるパフォーマンスの可否を判定するもので,10項目20点満点で構成されている。 脳卒中者23例を対象として,理学療法士5名でペアを作り,別々にFACTを実施した。検者間信頼性について,合計点 では級内相関係数(2,1),項目毎の合致率は%とκ係数を用いて検討した。内的整合性はクロンバックのα係数を用いた。 合計点は検者間で高い信頼性を認めた(ICC(2,1)=0.96)。項目毎では87~100%の一致率が示され,κ係数は0.62~1で臨 床導入が可能な信頼性を有することが示された。また,クロンバックのαは0.81であった。FACTは体幹機能をパフォー マンスによる得点尺度で捉えることができ,治療指向的な検査法の一つとして臨床,研究両分野での適用が期待され る。 キーワード:臨床的体幹機能検査,脳卒中,信頼性 1) リハビリテーション天草病院 リハビリテーション部:埼玉県越谷市平方343(〒343-0002)TEL 048-977-3979 2) 群馬大学 医学部保健学科理学療法学専攻 受付日 2006年1月13日  受理日 2006年6月26日
  • 2. 358 理学療法科学 第21巻4号 I. はじめに 修正された検査を更に何度かの試行を繰り返し,検査 項目の統合などの修正を重ね,10 項目 20 点満点のパ 脳卒中者において,経験的に体幹機能の重要性が指摘 フォーマンステストであるFACTを考案した。 1,2)され,歩行との関係3-5)などが報告されている6,7)。既存 の臨床的な体幹機能検査には,SIAS(Stroke Impairment 3. FACTの内容 8-10) TCT(Trunk Control Test)11,12), Assessment Set) の体幹項目, (1)FACTは,相対的に体幹機能をみるものであり,課 片麻痺の頸・体幹・骨盤帯運動機能検査13),ORR(Optical 題の一部には上下肢の運動を含んでいる。 Righting Reactions)14,15)などがある。そのうちSIASは片麻 (2)FACTの実際 痺を要素的にとらえることができる面では優れている 測定姿勢:可能な限り両下肢足底面を床面に接地した が,体幹項目だけをみれば静止座位保持能力と体幹筋力 端座位。 しかみることができず,TCTは機能障害と能力障害が混 測定場所:40~45 cmの高さで一定の硬さの座面を持つ 在していると指摘されている16)。また既存の体幹機能検 治療台やベッドなどの場所。座面の硬さの違いで結果が 査は,重症度を判断するためのものが多く,実際の理学 異なることがあるため,経時的に検査する場合には,測 療法において具体的な介入の選択に結びつけられるもの 定場所を統一することが望ましい。 は少ない。 検査手順: 1~10項目の検査を順に検査する。FACTは そこで本研究では,治療指向的な評価指標として臨床 最大能力を測定するため,3回試行した際の最大パフォー 的体幹機能検査(FACT:Functional Assessment for Control of マンスを代表値とする。 Trunk)を開発し,FACTの信頼性を明らかにすることを目 (3)各検査項目 的とした。 1.は上肢で手すりなどを支持して10秒以上端座位保持 可能かどうかをみる検査で,2.は上肢支持なしで10秒以 II. FACTの開発 上端座位保持が可能かどうかをみる検査である。3.は片 側の手で反対側の足首を握って戻る検査,4.は両側臀部 1. FACT作成の基本概念 を持ち上げ左右に移動する検査,5.は片側臀部を座面か 体幹機能検査の作成において, (1)検査を通して問題 ら3秒以上離す検査,6.は片側大腿部を持ち上げ足底面を 点が明確になり具体的な治療の手がかりとなる治療指向 床面から3秒以上離す検査,7.は両側足底面を床面から3 的な検査であること,(2)体幹機能の変化を客観的に捉 秒以上離す検査,8.は前後へのお尻歩きの検査,9.は仙骨 えられ,治療効果の判定ができる尺度化された検査であ より20 cm後方に置いた検者の指の本数を肩越しに見て ること,(3)被検者に負担のかからない臨床的で簡便性 答える検査,10.は片側上肢を最大挙上(肩関節屈曲)す を有する検査であること,を基本条件とした。 ることで脊柱の最大伸展をみる検査となっている。 なお,各検査項目の目的,判定基準,口頭指示・注意 2. FACTの開発経緯 事項,点数配分は表1に示したとおりである。 開発当初はBrunnstrom Recovery Stageの回復段階17) に 則り,体幹筋の麻痺の程度と運動の病的共同性や分離の III.  方 法 程度を捉える6段階のステージ化を試みた。判定基準とし ては,体幹の運動学的要素(骨盤の前後傾,体幹の屈曲 1. 対象 伸展の程度)に基づくものとした。 対象はA病院に入院中の脳卒中(脳出血・脳梗塞)者 しかし,運動学的要素による判定基準では,結果の信 とした。なお,重度の失語症などで指示理解が困難な例, 頼性が乏しかったため,検査をパフォーマンス化した18)。 著しい運動失調・純粋なパーキンソニズム・明らかな有 パフォーマンスは,理学療法士が通常の評価・治療場面 痛性疾患や整形疾患を併存する例,バイタルサインが安 で多く用いる動作から選定することで,治療指向的な検 定していない者は除外した。このうち,研究の目的およ 査法となるように配慮した。また,脳卒中者の体幹機能 び方法について説明し,十分な同意と協力が得られた23 の回復過程には単純な順序性のみで総体的な機能を表現 例(男性15例,女性8例。平均年齢66±8歳。脳梗塞12例, できるわけではないことから,複数項目の合計点で判定 脳出血9例,クモ膜下出血2例。左片麻痺12例,右片麻痺 するバッテリー検査とした。 9例,四肢麻痺2例。発症より平均107±93日)であった。
  • 4. 360 理学療法科学 第21巻4号 2. 方法 表2 検査項目別一致人数・一致率・κ係数 検査はA病院の理学療法士5名で行った。検者間信頼 検査項目 一致 ( 人 ) 不一致 ( 人 ) 一致率 (%) κ 係数 性をみるため,同一対象者に対して2人が判定をした。1 1 23 0 100 1 名は治療担当者,1名はそれ以外の理学療法士でペアを 2 23 0 100 1 作った。なお,ペアには偏りが生じないように理学療法 3 23 0 100 1 士を割り当てた。それぞれの対象者に対して同じ日に, 4 21 2 91.3 0.81 同じ条件で別々にFACTを実施した。 5 20 3 87 0.79 6 23 0 100 1 3. 解析 7 21 2 91.3 0.82 合計点の検者間信頼性を級内相関係数 (Intracrass 8 23 0 100 1 Correlation Coefficient,以下ICC)(2,1)にて検討した。項目 9 21 2 91.3 0.7 毎では検者間の一致度を一致率(%)とCohenのκ係数で 10 21 2 91.3 0.62 算出した。各テスト項目の内的整合性についてはクロン バックのα係数を算出した。 の利用状況は「必ず,或いは時々使っている」という施 IV. 結果 設はBRS(Brunnstrom Recovery Stage)が80%で,SIASに関 しては10%程度で,Fugl-Meyer Assessment of Sensory 1. 得点分布 Recovery after Stroke20)は「ごくたまに使う」という施設を 2人の検者によるFACT平均値の中央値は8点(0~17点) あわせても10%程度にとどまっている。評価指標を利用 であった。平均値の得点分布を便宜上5点刻みでみると0 する上での課題として,知識不足,時間に余裕がない, ~5点未満;3例,5~10点未満;11例,10~15点未満;6 適当な測定指標がない等が挙げられている。 例,15~20点;3例であった。 ICC,κ係数ともにおおまかな基準として0.9以上が なお,検査に要した時間は,説明を含めて概ね5分以内 great,0.8~good,0.7~ok(fair),0.6~possible,0.6未満が であった。 re-workとされている21)。本研究結果では,FACTの合計得 点は,ICC(2,1)0.96と高い検者間信頼性が示された。項目 2. 検者間信頼性 毎では,一致率(%)は87~100%と高い値を示した。κ係数 合計点のICC(2,1)=0.96(95%信頼区間下限0.91,上限 では1,2,3,6,8は完全一致の1であった。4,7はgood,5,9は 0.98)であった。検査項目毎では,10項目中の5項目で一 ok(fair),10はpossibleとなった。全ての検査項目において 致率100%,4項目のテストで2組に違いがあり(一致率91. 検査可能な信頼性にあることを示すことができた。検者 3%),1項目で3組に違いがみられ(一致率87.0%),全 間で違いがみられた原因としては,被検者の要因と検査 項目で高い一致率を示した。κ係数は0.62~1であった(表2) 。 者の要因とが考えられる。前者では検査条件として同じ また,得点差のみられた10組中8組で治療担当者の得点が 日と指定したものの同じ時間としなかったため,理学療 高かった(表3)。 法実施前に検査した者と実施後に検査した者,検査直前 まで歩いていた者と寝ていた者,午前中検査した者と夕 3. 内的整合性 方検査した者,などで得点の違いがみられたと推測され 内的整合性は,α=0.81であった。 る。このことは,パフォーマンステストを行う際には, 検査前の活動状態を考慮する必要があることを示唆して V. 考察 いる。検査者の要因に関しては,対象者を良く知る治療 担当者の得点が高くなっていることから,対象者の最大 近年,本邦でも科学的根拠に基づく医療(Evidence 能力を判定する能力が検査結果の違いに反映される可能 Based Medicine),根拠に基づく理学療法(Evidence Based 性がある。なお,検査項目10のうち完全な一致がみられ Physical Therapy)の中で,介入の選択および効果判定の なかった5項目は,上述した要因に加えて判定基準の曖昧 明確な根拠が求められている。しかし,潮見らによって さなど検査そのものに改良の余地があることも否定でき 行なわれた我が国の総合リハビリテーション承認施設を ず,今後の検証が必要である。 19) 対象にした実際調査 では,脳卒中者に対する評価指標 内的整合性とは尺度構成の質問項目が相互に矛盾がな
  • 5. 臨床的体幹機能検査(FACT)の開発と信頼性 361 表3 症例別担当者非担当者FACT点数表 被検者名 担当者 非担当者 平均値 得点差 不一致項目 A 17 17 17 0 B 17 17 17 0 C 17 17 17 0 D 14 14 14 0 E 14 14 14 0 F 14 14 14 0 G 14 12 13 2 7 H 15 12 13.5 3 10 I 11 9 10 2 4 J 11 8 9.5 3 9 K 8 11 9.5 –3 9 L 8 7 7.5 1 5 M 10 7 8.5 3 10 N 8 8 8 0 O 8 7 7.5 1 5 P 6 7 6.5 –1 4,5 Q 7 5 6 2 7 R 5 5 5 0 S 5 5 5 0 T 5 5 5 0 U 0 0 0 0 V 0 0 0 0 W 0 0 0 0 いかを検定するものであり22),同一概念を測定する項目 題点が明確になり具体的な治療の手がかりが得られると が多数あった場合,可能な全ての折半方法を考慮して相 いうように,FACTが治療指向的な検査であるという証明 関係数を求めた信頼性の推定値をクロンバックのα係数 は今後症例検討などを通して行っていく必要がある。妥 という。通常クロンバックのα係数は0.8以上で内的整合 当性や縦断研究による反応性を検討することも不可欠で 性 が 高 い と さ れ,FACT のα 係 数 は0.81 で あ っ たため, あり,今後研究を進めていく必要がある。このように FACTが総体として同一概念を測定していることが示さ FACTが臨床・研究両分野において活用されることを期待 れた。 している。 FACT開発の基本概念である(1)FACTは治療を行う 上で用いることができるという発想の基考えられた検査 謝辞 本要旨の一部は第39回日本理学療法学術大会で であり,そのパフォーマンスは理学療法の評価治療場面 口演し,大会奨励賞を受けた。研究にご協力いただいた から選定されたため治療指向的である, (2)結果が点数 対象者および田尻和行先生はじめリハビリテーション天 化され,対象者の変化を捉えやすくなっているため,客 草病院スタッフの皆様に深く感謝いたします。 観性があり,治療の効果判定ができる,(3)特別な器具 を使用せず5分以内で測定可能で体位変換も必要としな 引用文献 いため,検者・被検者ともに負担のかからない検査となっ 1) Davies PM(著)冨田昌夫(監訳) :Right in the Middle. シュ ている。 (2)については,FACTによって体幹機能を (1) プリンガー・フェアラーク東京株式会社,東京,1991. 幾つかの要素に分けることができ,臨床場面で用いるこ 2) 冨田昌夫,佐藤房郎,宇野 潤・他:片麻痺の体幹機能. PT とで対象者の問題点の抽出や整理,治療の効果判定など ジャーナル,1991, 25: 88-94. ができると考えている。臨床でFACTを使用することで問 3) Carr J, Shepherd R: Stroke Rehabilitation. Butterworth-Heine-
  • 6. 362 理学療法科学 第21巻4号 mann Medical Published, Oxford, 2003. 1996, pp147-165. 4) 吉元洋一:片麻痺の姿勢反射機構と体幹立ち直り反応が歩行 13) 吉尾雅春,糠野猛人,橋詰尚明・他:片麻痺の頸・体幹・骨 に及ぼす影響. PTジャーナル, 1991, 25: 95-100. 盤の運動機能検査法の試作.理・作・療法,1980, 14: 831-839. 5) 江西一成,安倍基幸,緒方 甫:片麻痺患者の体幹機能と歩 14) 吉元 洋一,勝田治己,長谷川博一・他:脳卒中片麻痺患者 行能力の関係.PTジャーナル, 1996, 30: 821-826. に対する姿勢反射機構検査.理学療法学,1988, 15: 321-328. 6) 内山 靖 (編) 理学療法評価学. 医学書院, , : 東京 2002, pp299- 15) 吉元洋一:片麻痺の姿勢反射機構と体幹立ち直り反応が歩行 327. に及ぼす影響.PTジャーナル,1991, 25: 95-100. 7) 松澤 正:理学療法評価法. 金原出版, 東京,1997, pp157-180. 16) 園田 茂,千野直一:脳卒中の機能評価.脳神経,1999, 51: 8) 園田 茂,才藤栄一,道免和久・他:脳卒中機能障害評価 201-206. セットStroke Impairment Assessment Set (SIAS)(1)その概要 17) Brunnstrom S(著)佐久間穣爾,松村 秩(訳) :片麻痺の運 および臨床応用.リハ医学,1993, 30: 273-278. 動療法. 医歯薬出版,東京,1974. 9) 道免和久,才藤栄一,園田 茂・他:脳卒中機能障害評価 18) 奥田 裕,荻野禎子,小澤佑介・他:脳損傷患者に対する体 セットStroke Impairment Assessment Set (SIAS)(3)運動麻痺 幹機能評価表の試作.第12回埼玉県理学療法学会抄録集, の経時変化の観察.リハ医学,1993, 30: 315-318. 2003: 9. 10) 園田 茂:脳卒中片麻痺患者の機能評価法Stroke Impairment 19) 潮見泰藏,今井 樹:脳卒中における評価と理学療法効果. Assessment Set(SIAS)の信頼性および妥当性の検討(2)─体 PTジャーナル,2003, 37: 639-646. 幹,高次脳機能,感覚項目,帰結予測―.リハ医学,1995, 20) Fugl-Meyer AR, Jaasko L, Leyman I, et al.: The post-stroke hemi- 32: 123-132. plegic patient. I. A method for evaluation of physical performance. 11) Collin C,Wade DT: Assessing motor impairment after stroke; A Scand J Rehab Med, 1975, 7: 13-31. Pilot reliability study. J Neurol Neurosurg Phychiatry, 1990, 53: 21) 今井 樹,潮見泰藏:理学療法研究における“評価の信頼 576-579. 性”の検査法.理学療法科学,2004, 19: 261-265. 12) Wade DT: Measures of Motor Impairment: Measurement in Neu- 22) 石井京子,多尾清子:ナースのための質問紙調査とデータ分 rological Rehabilitation. Oxford University Press, New York, 析,医学書院,1999, pp32-33.