痙直型脳性麻痺患者におけるTrunk Impairment Scale の信頼性と妥当性

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(1)理学療法学第 47 巻第 2 号 181 ∼ 188 痙直型脳性麻痺患者における頁（2020 年） TIS の信頼性と妥当性. 181. 短報. 痙直型脳性麻痺患者における Trunk Impairment Scale の信頼性と妥当性＊楠本泰士 1）# 藤井香菜子 2）林寛人 3）高木健志 4）網本さつき 5）松田雅弘 6）新田收 7）. 要旨【目的】痙直型脳性麻痺患者における日本語版 Trunk Impairment Scale（以下，TIS）の信頼性と構成概念妥当性を検証することを目的とした。【方法】完成した日本語版 TIS を用いて検者内，検者間信頼性は 20 名で検討した。構成概念妥当性は 69 名に対して，TIS と粗大運動能力分類システム（以下，GMFCS）との相関関係を調査した。【結果】検者内，検者間ともに級内相関係数は 0.90 ∼ 0.99 だった。検者内の最小可検変化量（以下，MDC）は，静的，動的座位バランス，協調動作，合計点の順に 0.44，1.35，0.44，0.96 だった。検者間の MDC は 1.54，1.97，1.15，2.37 だった。GMFCS との相関係数は ‒ 0.63，‒ 0.76，‒ 0.30， ‒ 0.74 だった。【結論】痙直型脳性麻痺患者における体幹機能検査として，日本語版 TIS は良好な信頼性があり，構成概念妥当性が支持された。キーワード脳性麻痺，Trunk Impairment Scale，信頼性，妥当性，体幹機能. 幹機能障害は姿勢だけでなく様々な粗大運動にも影響を. はじめに. 与える. 3）. 。体幹機能のおもな評価は姿勢や動作の観察と. 脳性麻痺の麻痺タイプでもっとも多いとされる痙直型. 触診で行われることが多く，各姿勢での上部，下部体幹. 脳性麻痺患者の特徴的な姿勢に立位でのかがみ姿位，端. の位置関係や傾き，腰背部筋の過緊張，腹部筋の低緊張. 座位や椅子座位での骨盤後傾位保持による円背や顎部前. などを視診や触診で確認し，体幹筋の機能障害を推察し. 突出位，床上座位での割座などがある。それぞれの姿勢. てきた。脳性麻痺患者への理学療法では，姿勢制御を改. には，関節可動域制限や異常筋緊張，筋出力低下などの. 善させるために体幹筋の筋出力強化や協調性の改善を目. 体幹機能障害が関与していると考えられており. 1）2）. ，体. 的に運動介入が行われており. 4）. ，体幹機能の評価なしに. 脳性麻痺患者のリハビリテーションを実施することはほ＊. The Reliability and Validity of the Trunk Impairment Scale for Patients with Spastic Cerebral Palsy 1）東京工科大学（〒 144‒8535 東京都大田区西蒲田 5‒23‒22） Yasuaki Kusumoto, PT, PhD: Tokyo University of Technology 2）精陽学園 Kanako Fujii, PT, PhD: Seiyo Gakuen 3）伊藤超短波株式会社学術部 Hiroto Hayashi, PT: ITO CO., LTD 4）目白大学保健医療学部理学療法学科 Kenji Takaki, PT, MSc: Department of Physical Therapy, Faculty of Health Sciences, Mejiro University 5）一般社団法人パラ SC エスペランサ Satsuki Amimoto, PT: General Incorporated Association Para SC Esperanza 6）順天堂大学保健医療学部理学療法学科 Tadamitsu Matsuda, PT, PhD: Department of Physical Therapy, Faculty of Health Sciences, Juntendo University 7）首都大学東京大学院人間健康科学研究科 Osamu Nitta, PT, PhD: Department of Physical Therapy, Faculty of Health Sciences, Tokyo Metropolitan University ＃ E-mail: [email protected] （受付日 2019 年 7 月 11 日／受理日 2019 年 11 月 27 日）［J-STAGE での早期公開日 2020 年 2 月 26 日］. とんどない。このように脳性麻痺患者における体幹機能の評価は，各種姿勢や粗大運動との関係性を理解するうえで重要な項目のひとつと考えられている。しかし，これまでの体幹機能の評価は，観察や触診のような記述による主観的かつ定性的な評価が中心で，客観的かつ定量的な評価の取り組みは本邦では行われてこなかった。本邦でも脳性麻痺患者に対して，定量的な体幹機能評価が行えれば，特徴的な姿勢や粗大運動機能，日常生活動作と体幹機能の関係性を明らかにすることで体幹機能評価の臨床応用が可能となるとともに，治療的な取り組みの効果判定の指標として使用が可能となる。 Verheyden ら. 5）. は 2004 年に脳卒中患者における体. 幹機能の評価法として TIS を開発した。TIS は Static sitting balance，Dynamic sitting balance，Co-ordination.

(2) 182. 理学療法学第 47 巻第 2 号. の 3 つの領域からなり，それぞれ 7 点，10 点，6 点の計. あり電動による移動手段を用いるレベルである。レベル. 23 点満点の評価法である。測定に要する時間はおおよ. Ⅴとは自ら動くことはほとんど困難であり，屋内外の移. そ 3 ∼ 5 分で，検者内・検者間信頼性や構成概念妥当性，. 動は完全に介助されるレベルである。今回の測定では，. 併存的妥当性が検証されている. 5）6）. 。英語版の TIS を用. いて，脳性麻痺患者の体幹機能の評価が 2011 年から行念妥当性. ，併存的妥当性. 10）. とれず，全例の得点が 0 点となるため除外した。また，. 構成概. 整形外科手術やボツリヌス療法を行った者は，施行後一. が検証されている。し. 定期間は様々な機能が変化する可能性があるため，今回. われるようになり，検者内・検者間信頼性や 8）9）. 7）. GMFCS レベルⅤの者は TIS の開始姿位である端座位が. かし，先行研究の対象者数は少なく，麻痺タイプの区分. の対象者からは除外した。. も曖昧であり，十分な結果が得られているとは言い難. なお，本研究は東京工科大学倫理審査委員会の承認後. い。また，本邦において，脳性麻痺患者の体幹機能を評. （承認番号：第 E19HS-001 号），対象と保護者には口頭. 価するうえで，再現性がありかつ簡便な評価法はない。. と書面で説明し，承諾を得て実施した。. そこで本研究では，痙直型脳性麻痺患者に対する体幹. 2）TIS の測定. 機能検査として，日本語版 TIS の信頼性と構成概念妥. 完成した日本語版 TIS（以下，TIS）を図 1 に示す。. 当性を検証することを目的とした。. TIS は，開始姿位が上肢支持のない端座位で，静的座位バランス，動的座位バランス，協調動作の 3 領域からな. 対象および方法. る。静的座位バランスでは，麻痺側下肢の上に非麻痺側. 1．翻訳作業. 下肢を組み 10 秒間保持する課題を，検者が脚を組ませる， 11）. ，開発者であ. 患者自身が脚を組むことで 0 ∼ 7 点で採点する。動的座. る Verheyden らの承諾を得てから母国語を日本語とす. 位バランスでは，一側ずつ肘を座面に接地し開始姿位に. るバイリンガル 2 名が順翻訳をそれぞれ行った。次に，. 戻る動作や骨盤を一側ずつ挙上させ臀部を持ち上げる動. 2 つの順翻訳された仮の日本語版を 1 つに統合し，母国. 作を左右で行い，0 ∼ 10 点で採点する。協調動作では，. 語を英語とするバイリンガル 1 名が逆翻訳を行った。開. 開始姿位にて上部体幹を 6 回回旋させる動作や下部体幹. 発者に完成した逆翻訳版を送り，助言をもらった後に，. を 6 回回旋させる動作を行い 0 ∼ 6 点で採点し，TIS の. 本研究の趣旨を理解している 2 名が，1 つに統合された. 合計点は 23 点となる。各動作は 3 回まで実施可能で，動. 日本語版を再度修正する作業を行った。以上の過程を経. 作が不十分で減点される場合は 3 回の動作の中で判断さ. て，日本語版の TIS を完成させた。. れる。今回の測定では，麻痺側と非麻痺側下肢の判断は，. TIS の翻訳は国際基準を参考に行い. 対象者が 18 歳以上の場合は本人が，18 歳未満の場合は 2．信頼性と妥当性の検討. 本人および保護者が動かしやすいと思う下肢を非麻痺側. 1）対象. 下肢と定義して行った。なお，今回の対象者には両下肢. 本研究デザインは横断研究（cross-sectional study）. の動かしやすさに左右差がない者はいなかった。. として対象者の募集は小児関連の 4 施設でそれぞれ実施. 本研究をはじめるにあたり pilot study を実施した際. し，各施設にて対象者に本研究の概要を説明し，同意の. に，評価表に詳述されていなかった代償動作に関する採. 得られた方々に対して測定を行った。対象者の取り込み. 点基準が不明瞭だったため，開発者である Verheyden. 基準と除外基準は，診療記録を基に判断した。対象者の. に採点基準の確認を行った。動的座位バランスの一側ず. 取り込み基準は，痙直型脳性麻痺患者であること，測定. つ肘で座面を触る動作では，体幹側屈時の速度制御が不. の指示内容を理解することができる者とした。除外基準. 十分となり，落下するように肘で座面を接地した者や肘. は，アテトーゼ型や失調型，混合型の脳性麻痺患者，粗. のみの接地ではなく前腕支持となった者，開始姿位に比. 大運動能力分類システム（Gross Motor Function Classi-. べ動作時に過度な股関節内転，内旋が出現した者を減点. fication System；以下，GMFCS）にてレベルⅤの者，. した。動的座位バランスの骨盤挙上の動作では，開始姿. 過去 6 ヵ月以内に整形外科手術を行った者やボツリヌス. 位に比べ動作時に過度な股関節内旋が出現した者を減点. 療法を行った者とした。対象者の選択に用いた GMFCS. した。なお，評価表に記載されていない本採点基準は，. とは，対象者の移動能力から 5 段階に群分けした評価尺. 脳卒中患者の採点時にも同様に適応されることを確認し. 度であり. 12）. ，GMFCS レベルⅠとは屋内外を歩き，走. ている。. 行や跳躍などをするが速度やバランスは減退しているレ. 3）方法. ベルである。レベルⅡとは屋外を歩くことに制限があり. 検者内信頼性の検討では，1 名の理学療法士（経験年. 走行や跳躍の能力に制限があるレベルである。レベルⅢ. 数 12 年）が基準を満たした 20 名の対象者に対して TIS. とは床上動作は自立しており歩くために歩行補助具を必. の測定を 1 ヵ月以内に 2 回試行した。各測定値を基に検. 要とするレベルである。レベルⅣとは屋内移動に制限が. 者内信頼性の検討を行った。.

(3) 痙直型脳性麻痺患者における TIS の信頼性と妥当性. 183. 図 1 日本語版 TIS の評価表. 検者間信頼性の検討は，ビデオ画像を用いて信頼性の検証を行った先行研究. 8）. を参考に行った。20 名の対象. 無，測定誤差範囲の限界域を示す MDC の算出可否を検討する方法である. 13）. 。加算誤差は 2 回の測定値の差の. 者に対して検者内信頼性の検討を行った理学療法士が. 95％信頼区間が 0 を含む場合に存在しないと判断され. TIS を測定し，一連の測定を対象者の全身が映るように. る。比例誤差は 2 回の測定値の差と 2 回の測定値の平均. ビデオ撮影した。静的座位バランスでは動作が不安定な. の相関係数から下記に示す計算式により t 値を算出し，. 場合に 3 回分撮影し，動的座位バランスと協調動作では. その値が自由度 n ‒ 2，有意水準 5％の t 値より小さけれ. 1 回目で動作が可能な場合であっても，3 回分撮影した。. ば比例誤差は存在しないと判断される。また，MDC は，. 2 名の理学療法士（経験年数 11 年，10 年）が，撮影し. 系統誤差である加算誤差と比例誤差がない場合に算出さ. た同一のビデオ画像を用いて TIS の採点を 1 回ずつ行. れる。MDC は，繰り返しの測定により得られた 2 つの. い，検者間信頼性の検討を行った。そのため今回は，2. 値の変化量が測定誤差によるものかという限界域を示し. 名の理学療法士は検査試行の指示は行わなかった。. たもので，一般的には MDC の 95% 信頼区間である. 構成概念妥当性の検討では，69 名の対象者に対して. MDC95 が測定の標準誤差（standard error of measure-. TIS の測定を行い，GMFCS レベルを記録した。. ment；以下，SEM）や 95% 信頼区間の Z 値（1.96）を用いて求められる。複数の SEM 算出方法のうち，今回. 3．統計処理. は 2 つの測定値の差の標準偏差（standard deviation；. 各パラメーターの正規性をヒストグラムにて確認後，. SD）による方法にて MDC95 を求めた. 14）15）. 。. 検者内，検者間信頼性の検証のために級内相関係数（intraclass correlation；以下，ICC）を用いて，検者内信頼性では ICC （3.1）を，検者間信頼性では ICC （2.1）を算出した。各信頼性の結果を基に Bland-Altman 分析を用いて系統誤差の有無を確認後，最小可検変化量（minimal detectable change；以下，MDC）を算出した。BlandAltman 分析は系統誤差である加算誤差と比例誤差の有. TIS と GMFCS の関係性を Spearman の順位相関係.

(4) 184. 理学療法学第 47 巻第 2 号. 表 1 全対象者と各信頼性の対象者の属性検者内信頼性対象者（n=20）. 検者間信頼性対象者（n=20）. 45, 24. 10, 10. 11, 9. 18.5 ± 13.2（5 ∼ 55）. 25.9 ± 14.8（8 ∼ 55）. 21.5 ± 14.1（6 ∼ 55）. 全対象者（n=69）性別（男，女，（名））年齢（歳）身長（cm）体重（kg）. 140.6 ± 18.6. 152.7 ± 11.8. 145.6 ± 12.8. 39.4 ± 15.8. 49.9 ± 16.0. 45.2 ± 15.9. 17, 11, 23, 18. 3, 3, 6, 8. 3, 4, 7, 6. 18, 46, 5. 5, 14, 1. 4, 16, 0. 静的座位バランス. 5.7 ± 1.5（0 ∼ 7）. −. −. 動的座位バランス. 6.1 ± 3.1（0 ∼ 10）. −. −. 協調動作. 1.9 ± 1.4（0 ∼ 6）. −. −. 13.7 ± 5.0（0 ∼ 23）. −. −. GMFCS（Ⅰ，Ⅱ，Ⅲ，Ⅳ（名））麻痺タイプ（四肢麻痺，両麻痺，片麻痺，（名）） TIS（点）. 合計点. GMFCS：Gross Motor Functional Classification System, TIS：Trunk Impairment Scale．. 表 2 検者内信頼性の結果 ICC（3.1） ICC 95% 信頼区間. 2 回の測定値の差の 95％信頼区間. 下限. 上限. 下限. 上限. 2 つの測定値の差と 2 つの測定値の平均の相関係数. t値. SD. MDC. 静的座位バランス. 0.99. 0.99. 1.00. ‒ 0.05. 0.15. 0.14. 0.61. 0.22. 0.44. 動的座位バランス. 0.98. 0.94. 0.99. ‒ 0.27. 0.37. 0.27. 1.20. 0.69. 1.35. 協調動作. 0.99. 0.96. 0.99. ‒ 0.05. 0.15. 0.42. 1.96. 0.22. 0.44. TIS 合計点. 0.99. 0.99. 1.00. ‒ 0.08. 0.38. 0.33. 1.51. 0.49. 0.96. ICC：intraclass correlation，SD：standard deviation，MDC：minimal detectable change，TIS：Trunk Impairment Scale，t 値は 2 回の測定値の差と 2 回の測定値の平均の相関係数から算出された．. 図 2 検者内，検者間信頼性における TIS の合計点の Bland-Altman plot 95％信頼区間の上下限値の範囲を点線で示した．. 数を用いて，TIS と年齢の関係性を Pearson の相関係数を用いてそれぞれを検討した。統計処理には IBM SPSS Statistics Ver.19 を使用し，有意水準を 5％とした。. 結果 1．検者内信頼性全対象者と各信頼性の対象者の属性を表 1 に，検者内信頼性の結果を表 2，検者内，検者間信頼性における TIS の合計点の Bland-Altman plot を図 2 に示す。ICC （3.1）.

(5) 痙直型脳性麻痺患者における TIS の信頼性と妥当性. 185. 表 3 検者間信頼性の結果 ICC（2.1） ICC 95% 信頼区間下限. 上限. 2 回の測定値の差の 95％信頼区間下限. 2 つの測定値の差と 2 つの測定値の平均の相関係数. t値. SD. MDC. 上限. 静的座位バランス. 0.90. 0.77. 0.96. ‒ 0.27. 0.47. ‒ 0.04. ‒ 0.15. 0.79. 1.54. 動的座位バランス. 0.94. 0.86. 0.98. ‒ 0.67. 0.27. 0.12. 0.51. 1.01. 1.97. 協調動作. 0.93. 0.84. 0.97. ‒ 0.42. 0.12. 0.04. 0.17. 0.59. 1.15. TIS 合計点. 0.97. 0.94. 0.99. ‒ 0.82. 0.32. ‒ 0.16. ‒ 0.67. 1.21. 2.37. ICC：intraclass correlation，SD：standard deviation，MDC：minimal detectable change，TIS：Trunk Impairment Scale，t 値は 2 回の測定値の差と 2 回の測定値の平均の相関係数から算出された．. 図 3 TIS と GMFCS との相関関係 Trunk Impairment Scale の各項目と GMFCS との関係をバブルチャートで示した．全対象者における各点数の人数の割合を円の大きさで示した．ρ ：相関係数．. は，TIS の合計点と下位領域を含めて 0.98 ∼ 0.99 だった。. 検者間信頼性における TIS の加算誤差と比例誤差は認. 検者内信頼性における TIS の加算誤差は，2 つの測定値. められなかった。MDC95 を算出した結果，MDC95 は静. の差の 95％信頼区間の上下限値の範囲がすべての領域. 的座位バランス，動的座位バランス，協調動作，合計点. で 0 を含んでいたため認められなかった。比例誤差は，. の順に 1.54，1.97，1.15，2.37 であった。. 2 回の測定値の差と 2 回の測定値の平均の相関係数から算出された TIS 各領域の t 値が，自由度 n ‒ 2，有意水. 3．構成概念妥当性. 準 5％の t 値である 2.10 をすべて下回っていたため，認. TIS と GMFCS との相関関係を図 3 にバブルチャート. められなかった。系統誤差である加算誤差と比例誤差が. で示した。相関係数は静的座位バランス，動的座位バラ. 認められなかったため，MDC95 を算出した結果，MDC95. ンス，協調動作，合計点の順に ‒ 0.63，‒ 0.76，‒ 0.30，. は静的座位バランス，動的座位バランス，協調動作，合. ‒ 0.74 ですべてに有意な相関関係があり，動的座位バラ. 計点の順に 0.44，1.35，0.44，0.96 であった。. ンスと合計点の相関が高かった。TIS と年齢との相関係数は静的座位バランス，動的座位バランス，協調動作，. 2．検者間信頼性. 合計点の順に ‒ 0.25，‒ 0.07，0.19，‒ 0.07 と，静的座位. 検者間信頼性の結果を表 3 に示す。ICC （2.1）は，. バランスに有意な相関関係があったが，その他の領域で. TIS の合計点と下位領域を含めて 0.90 ∼ 0.97 だった。. は有意な関係性はなかった。.

(6) 186. 理学療法学第 47 巻第 2 号. TIS を測定する際に評価者は，脳性麻痺や脳卒中など疾. 考察. 患ごとの解剖学的特徴や，脳性麻痺では麻痺タイプ別の. 1．TIS の信頼性. 解剖学的特徴や病態を理解し，事前に代償動作に関する. 検者内，検者間信頼性は ICC （3.1），ICC（2.1）ともに. 採点基準を確認しておく必要があると思われる。. 0.90 以上と高い値が得られた。また，検者内，検者間信頼性における Bland-Altman 分析の結果から，加算誤差. 2．TIS の構成概念妥当性と臨床応用. と比例誤差が否定されたため，痙直型脳性麻痺患者に対. 今回，GMFCS と TIS との相関係数は合計点が ‒ 0.74，. する TIS は良好な信頼性を有した評価法であることが. 動的座位バランスが ‒ 0.76 と両者の間に高い相関が得ら. 示された。MDC95 は測定誤差範囲の限界域を表すため，. れたことから，TIS は痙直型脳性麻痺患者に対する体幹. MDC95 の値以下の変化は測定誤差，値以上の変化は対. 機能の評価尺度として，構成概念妥当性が支持されたと. 象者に生じた変化と判断する基準値として活用すること. いえる。しかし，本研究では TIS と粗大運動機能レベ. 15）. 。表 2，3 の結果より，同一の検査者による. ルを表す GMFCS との関係性のみを検討した。良好な. 測定では TIS の値が静的座位バランス，動的座位バラ. 構成概念妥当性を支持するためには，信頼性や基準関連. ンス，協調動作，合計点の順に 1 点，2 点，1 点，1 点，. 妥当性，内容妥当性，評価指標の内的な因子の検証など. 異なる検査者による測定では 2 点，2 点，2 点，3 点を. を複合的に行う必要がある. 超えた場合は，測定誤差ではなく真の変化であることが. 妥当性を有しているかを検証するために，今後はセルフ. 示された。ただし，検者内の測定値をもとにした TIS. ケアや移動能力などより多くの評価法との関係性を検証. の合計点の MDC95 が 0.96，動的座位バランスの MDC95. し，脳性麻痺患者の体幹機能を十分に評価できているか. が 1.35 と下位領域の方が高かったことから，TIS の合. を議論する必要がある。. 計点が 1 点変化した場合に下位領域である動的座位バラ. 本研究では対象者の年齢の幅が 5 ∼ 55 歳と広かった. ンスが 1 点変化したのであれば，対象者に生じた真の変. ため，対象者の年齢によって体幹機能の発達の程度や機. 化と判断しないことになるため，注意が必要である。脳. 能低下が TIS の得点に影響した可能性があった。TIS. 性麻痺患者の体幹機能を TIS で評価する際には，TIS. と年齢の関係は，どの領域も相関係数が低かったことか. の合計点だけでなく，各下位領域の内訳を考慮する必要. ら，痙直型脳性麻痺患者の体幹機能は加齢による影響が. 性があると考えられる。GMFCS レベルⅢからⅤの脳性. 少ないと考えられる。. 麻痺児は，学童期のような早期から粗大運動能力が低下. 理学療法評価では，定量的な評価法であっても課題の. ができる. 16）. 18）. 。TIS が良好な構成概念. 。また，脳性麻痺患. 遂行状況がどうなっているかといった定性的な評価を合. 者は整形外科手術のような観血的な治療によって GMFCS. わせて行うことは，臨床上の変化を把握するうえで重要. することがあるといわれているレベルが変化することがある. 17）. 。粗大運動能力や移動. である. 17）. 。動的座位バランスの各測定内容を筋の収縮. 方法が変化する際にはなんらかの機能変化が生じると考. 形態で言い換えると，肘で座面を触る課題は体幹筋の停. えられる。そのため，自然経過や治療介入による機能変. 止部を固定させた状態での遠心性収縮と求心性収縮が求. 化を把握する際は TIS の MDC95 を参考にし，縦断的に. められる。一方，骨盤を座面から持ち上げる課題は，体. 体幹機能の変化を調査することは有用かと思われる。. 幹筋の起始部を固定させた状態での求心性収縮と遠心性. 下位領域の中では，動的座位バランスの MDC95 が. 収縮が求められる。脳性麻痺患者では，TIS と歩行時の. もっとも高かった。動的座位バランスは一側ずつ肘で座. 前後方向の体幹動揺との関係や. 面を触る動作と一側ずつ骨盤を座面から持ち上げる動作. tion Measure や Pediatric Evaluation of Disability. からなる。今回は pilot study を通して，動的座位バラ. Inventory の機能的スキルにおけるセルフケア，移動と. ンスの動作時に出現する可能性のある代償動作の採点基. の関係について. 準を事前に開発者に確認した。本研究の対象者は表 1 の. 的な TIS の得点だけでなく，対象者がどのような筋活. ように両麻痺や四肢麻痺の者が多く，体幹機能障害だけ. 動が困難かという定性的な評価を合わせて行うことで，. でなく，両下肢に痙性麻痺のある者が多かった。脳性麻. 体幹機能の状態が歩行や日常生活動作とどのような関係. 痺患者は股関節前捻角が過度についている者が多いた. にあるのかといった臨床推論を行っていく必要がある。. め，座位姿勢にてはじめから股関節内旋位となりやす. 協調動作と GMFCS との相関係数は ‒ 0.30 と低かった。. く，動作時に下肢の筋緊張が増加すると股関節が内転，. TIS の協調動作は，開始姿位にて上部体幹のみを回旋さ. 内旋しやすい。実際の測定場面では，検者内，検者間で. せる動作や下部体幹のみを回旋させる動作からなる。図. 体幹側屈時の速度制御の判断や，肘や前腕接地の判断，. 3 のバブルチャートからわかるように，GMFCS レベル. 過度な股関節内転，内旋などの代償の判断に差が生じ，. ⅠやⅡの粗大運動レベルの高い歩行可能な者でも協調動. 動的座位バランスの MDC95 が高くなった可能性がある。. 作の点数が 0 ∼ 6 点とばらつきがあったことから，上部. 20）. 19）. ，Gross Motor Func-. いくつかの報告がある。今後は定量.

(7) 痙直型脳性麻痺患者における TIS の信頼性と妥当性. 体幹と下部体幹の協調動作が障害されている者がいた。歩行可能な脳性麻痺患者によくみられる二次障害に腰痛や頸髄症がある. 20）. 。腰痛や頸髄症の出現には，筋のイ. ンバランスや様々な姿勢での非対称性が影響すると考えられている. 21）. 。歩行可能な者の中でも安静時の体幹協. 調動作の得点が高い者と低い者では，歩行時に出現する上部体幹や下部体幹の回旋運動に左右差が生じる可能性がある。TIS の協調動作の採点と歩行分析を組み合わせることで，より詳細な臨床推論が可能になるかもしれない。 3．研究の限界本研究で得られた ICC（3.1）と ICC（2.1）は良好な値だったが，算出した MDC95 は検者内の値に比べて検者間のすべての値が大きかった。今回，検者間信頼性の検討は，1 名の理学療法士が試行した TIS のビデオ画像を用いて，別の 2 名の理学療法士が採点した。事前に代償動作に関する採点基準も含めて評価者間で測定方法の打ち合わせは行っていたが，通常であれば各評価者が動作を確認しやすい角度で採点するところを二次元のビデオ画像で判断したため，奥行きを含めた三次元の体幹代償の判断に評価者間で差がでた可能性がある。通常の検者間信頼性の検証では，検査施行時の指示も含めて実施されるが，今回は検査施行時の指示は採点者が行わなかった。そのため，検査施行時の指示も含めて測定を行った場合，今回得られた ICC（2.1）や MDC95 の値が異なってくる可能性がある。本研究は横断研究であるため，今後は体幹筋へのボツリヌス療法や整形外科手術後の機能変化の検証や自然経過による体幹機能の変化を縦断的に調査する必要がある。結論痙直型脳性麻痺患者における体幹機能検査として，日本語版 TIS は良好な信頼性があり，構成概念妥当性が支持された。利益相反本研究において開示する利益相反関係はない。文献 1）Bartlett DJ, Chiarello LA, et al.: Determinants of gross motor function of young children with cerebral palsy: a prospective cohort study. Dev Med Child Neurol. 2014; 56(3): 275‒282. 2）Park EY, Kim WH: Structural equation modeling of motor impairment, gross motor function, and the functional outcome in children with cerebral palsy. Res Dev Disabil. 2013; 34(5): 1731‒1739.. 187. 3）Curtis DJ, Butler P, et al.: The central role of trunk control in the gross motor function of children with cerebral palsy: a retrospective cross-sectional study. Dev Med Child Neurol. 2015; 57(4): 351‒357. 4）Dewar R, Love S, et al.: Exercise interventions improve postural control in children with cerebral palsy: a systematic review. Dev Med Child Neurol. 2015; 57(6): 504‒520 5）Verheyden G, Nieuwboer A, et al.: The Trunk Impairment Scale: a new tool to measure motor impairment of the trunk after stroke. Clin Rehabil. 2004; 18(3): 326‒334. 6）Lee Y, An S, et al.: Clinical utility of the modified trunk impairment scale for stroke survivors. Disabil Rehabil. 2018; 40(10): 1200‒1205. 7）Saether R, Jørgensen L: Intra- and inter-observer reliability of the Trunk Impairment Scale for children with cerebral palsy. Res Dev Disabil. 2011; 32(2): 727‒739. 8）Saether R, Helbostad JL, et al.: Reliability and validity of the Trunk Impairment Scale in children and adolescents with cerebral palsy. Res Dev Disabil. 2013; 34(7): 2075‒ 2084. 9）Pham HP, Eidem A, et al.: Validity and Responsiveness of the Trunk Impairment Scale and Trunk Control Measurement Scale in Young Individuals with Cerebral Palsy. Phys Occup Ther Pediatr. 2016; 36(4): 440‒452. 10）Pavão SL, Maeda DA, et al.: Discriminant ability and criterion validity of the Trunk Impairment Scale for cerebral palsy. Disabil Rehabil. 2018; 17: 1‒7. 11）Beaton DE, Bombardier C, et al.: Guidelines for the Process of Cross-Cultural Adaptation of Self-Report Measures. SPINE. 2000; 25(24): 3186‒3191. 12）Palisano R, Orlin M, et al.: Determinants of intensity of participation in leisure and recreational activities by youth with cerebral palsy. Arch Phys Med Rehabil. 2011; 92: 1468‒1476. 13）Bland JM, Altman DG: Statistical methods for assessing agreement between two methods of clinical measurement. Lancet. 1986; 1(8476): 307‒310. 14）Faber MJ, Bosscher RJ, et al.: Clinimetric properties of the performance-oriented mobility assessment. Phys Ther. 2006; 86: 944‒954. 15）下井俊典：評価の絶対信頼性．理療科．2011; 26(3): 451‒ 461． 16）Hanna SE, Rosenbaum PL, et al.: Stability and decline in gross motor function among children and youth with cerebral palsy aged 2 to 21 years. Dev Med Child Neurol. 2009; 51(4): 295‒302. 17）楠本泰士：発達障害児の整形外科手術後の理学療法と生活指導．PT ジャーナル．2014; 48(2): 111‒117. 18）村山航：妥当性概念の歴史的変遷と心理測定学的観点からの考察．教育心理学年報．2012; 51: 118‒130． 19）Saether R, Helbostad JL, et al.: The relationship between trunk control in sitting and during gait in children and adolescents with cerebral palsy. Dev Med Child Neurol. 2015; 57(4): 344‒350. 20）Kallem Seyyar G, Aras B, et al.: Trunk control and functionality in children with spastic cerebral palsy. Dev Neurorehabil. 2019; 22(2): 120‒125. 21）Park EY, Kim WH: Prevalence of secondary impairments of adults with cerebral palsy according to gross motor function classification system. J Phys Ther Sci. 2017; 29(2): 266‒269..

(8) 188. 理学療法学第 47 巻第 2 号. 〈Abstract〉. The Reliability and Validity of the Trunk Impairment Scale for Patients with Spastic Cerebral Palsy. Yasuaki KUSUMOTO, PT, PhD Tokyo University of Technology Kanako FUJII, PT, PhD Seiyo Gakuen Hiroto HAYASHI, PT ITO CO., LTD Kenji TAKAKI, PT, MSc Department of Physical Therapy, Faculty of Health Sciences, Mejiro University Satsuki AMIMOTO, PT General Incorporated Association Para SC Esperanza Tadamitsu MATSUDA, PT, PhD Department of Physical Therapy, Faculty of Health Sciences, Juntendo University Osamu NITTA, PT, PhD Department of Physical Therapy, Faculty of Health Sciences, Tokyo Metropolitan University. Purpose: This study aimed to assess the reliability and validity of the Japanese version of the Trunk Impairment Scale (TIS-J) for patients with spastic cerebral palsy. Methods: A cross-sectional study was conducted, in which a total of 69 patients were enrolled. The reliability of the results were tested for 20 patients by intra-rater and inter-rater reliabilities and minimal detectable change at 95% confidence interval (MDC95), and construct validity by comparing them with the Gross Motor Function Classification System scores. Results: The intra-class and interclass correlation coefficients for test‒retest reliability were 0.90‒0.99. The intra-rater MDC95 values for static sitting balance, dynamic sitting balance, coordination, and total score were 0.44, 1.35, 0.44, and 0.96, respectively, while the inter-rater MDC95 values for the same were 1.54, 1.97, 1.15, and 2.37. The Spearman correlation coefficient were ‒ 0.63, ‒ 0.76, ‒ 0.30, and ‒ 0.74. It revealed a good relationship for validity between the change in score for the dynamic sitting balance and total TIS-J scores. Conclusions: The TIS-J was found to be reliable and valid for patients with spastic cerebral palsy. Key Words: Cerebral palsy, Trunk Impairment Scale, Reliability, Validity, Function of the trunk.

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