入院がん患者に対するCancer Functional Assessment Set（cFAS）の Barthel Index との併存的妥当性および内容的妥当性に関する検証
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(2) 236. 理学療法学 第 45 巻第 4 号. 動制約の要因となる心身機能については評価することが できない。そのため，がん患者の心身機能と活動を把握 し，リハビリテーションの効果を評価するためには，信 頼性と妥当性に優れた標準化された心身機能の評価ツー ルが必要である。 Miyata ら. 12）. は，がん患者特有の症状や心身機能を. 正確に評価し，効果的なリハビリテーションの計画を可 能にする評価ツールとして，cFAS を開発した。cFAS は，心身機能として関節可動域，四肢・体幹筋力，感覚， バランス，活動として最大動作能力，活動性の 24 項目 をそれぞれ 4 段階から 6 段階で評価可能であり，心理計 量学的特性として併存的妥当性，内的整合性，検者間信 頼性，反応性について検証されている. 12）. 。併存的妥当. 性については，ECOG-PS，KPS，FIM との有意な相関 を認めており，反応性については，治療内容にかかわら ず ECOG-PS，KPS，FIM と比較して良好な反応性を示 している. 12）. 。また，cFAS は単一項目評価に基づいて. おり，所要時間は 5 ∼ 10 分である. 12）. 。さらに，評価基. 準が明確であるため，評価を行うために特別なトレーニ ングを必要としない. 12）. 。したがって，cFAS は妥当性，. 信頼性，反応性に優れ，実用的な評価ツールであると報 告されている. 12）. 。. しかし，cFAS に関する報告は本邦から 1 題. 12）. のみ. であり，その研究対象は 2 施設のみであることから，一 般化可能性については疑問がある。また，妥当性は基準 関連妥当性，構成概念妥当性，内容的妥当性からなる が. 13）. ，cFAS の妥当性に関して検証されたのは基準関. 連妥当性に含まれる併存的妥当性のみである。心理計量. 図 1 データ抽出対象の flow diagram. 学的特性は，臨床や研究において評価ツールを選択する ために重要な要素のひとつであり. 14）. ，妥当性はある測. 定が目的とする構成概念を実際に測れているかどうかを 15）. ち，先行研究で示されなかった BI との併存的妥当性と. 。そのため，先行研究で示された併. 内容的妥当性を検証することで，がん患者に対する心身. 存的妥当性に加えて，それ以外の妥当性について示すこ. 機能と ADL 能力の評価ツールとしての cFAS の有用性. とができれば，cFAS の有用性を示すことにつながると. を検証することを目的とした。. 示す性質である. 考える。また，併存的妥当性についても，Performance Status や ADL の評価ツールとして cFAS との併存的妥. 対象および方法. 当性を検証したのは，ECOG-PS，KPS，FIM のみであ. 1．対象. る。ADL の評価ツールとしては，FIM 以外に BI が世. 対象は，2015 年 7 月∼ 2016 年 7 月に間に，国立病院. 界的に広く用いられており，がんのリハビリテーション. 機構九州医療センターにおいて，がんに対する治療を目. ガイドラインにおいても，BI は ADL 評価ツールとして. 的とした入院中に理学療法を処方された患者 860 名のう. 取り上げられている. 1）. 。FIM と BI の 違 い と し て は，. FIM が日常生活における介護負担度を評価する 対して，BI は最大能力を評価する必要がある. 16）. ち，筆者が担当した連続 281 名について電子カルテより. のに. 後方視的に調査を行った。全身状態不良や骨関連事象に. 。cFAS. よる安静度制限，著しい疼痛により評価の協力が得られ. 12）. ない場合，理解困難な認知機能低下を認める場合は調査. 17）. に関しても最大能力を評価する必要があることから. ，. cFAS と BI の併存的妥当性を示すことで，cFAS がが. 対象から除外した（図 1）。. ん患者の ADL 能力を反映することを裏づける結果とな. 本研究は後方視的観察研究である。本研究は独立行政. り得ると考える。. 法人国立病院機構九州医療センター倫理審査委員会の承. そこで，本研究では cFAS の心理計量学的特性のう. 認を得て実施した（受付番号 16C090）。.
(3) cFAS の BI との併存的妥当性および内容的妥当性に関する検証. 237. 表 1 Eastern Cooperative Oncology Group Performance Status Scale (ECOG-PS) Score. 19）. 定義. 0. まったく問題なく活動できる。 発病前と同じ日常生活が制限なく行える。. 1. 肉体的に激しい活動は制限されるが，歩行可能で，軽作業や座っての作業は行うことができる。 例：軽い家事，事務作業. 2. 歩行可能で自分の身の回りのことはすべて可能だが作業はできない。 日中の 50% 以上はベッド外で過ごす。. 3. 限られた自分の身の回りのことしかできない。日中の 50% 以上をベッドか椅子で過ごす。. 4. まったく動けない。 自分の身の回りのことはまったくできない。 完全にベッドか椅子で過ごす。. 2．調査項目. 断した. 調査項目は，患者属性として年齢，性別，原疾患，治 療内容，Performance Status 評価として ECOG-PS. 18）19）. （表 1） ，ADL 能力の評価として BI 17），心身機能と ADL 能力の評価として cFAS. 12）20）. （表 2）とした。ECOG-. 21）. 。統計ソフトは JMP Pro® 11（SAS Institute. Inc., Cary, NC, USA）を使用し，有意水準は 5% とした。 相関分析にて有意な相関を認めなかった場合には，検出 力不足による第二種の過誤の可能性について検討するた めに，G*Power 3.1.9.3. 22）23）. を使用して検出力を計算し. PS の score は，score 0 の「まったく問題なく活動でき. た（両側検定，効果量は中等度である 0.3. る」から score 4 の「まったく動けない」の 5 段階で心. 5%）。. 身機能の状態やセルフケア能力を評価可能であり，がん 医療の現場で広く用いられている. 1）19）. 。採点が簡便で. 24）. ，有意水準. 結 果. あり，臨床における多職種での共通言語として ECOG-. 1．患者属性（表 3）. PS が一般的に使用されていることから，Performance. 理学療法開始時に ECOG-PS，BI，cFAS にて評価が. Status の評価として ECOG-PS を採用した。ECOG-PS. 可能であったのは 159 例であり，年齢は中央値 74 歳，. は，理学療法開始時および終了時に担当理学療法士が主. 性別は男性 90 例，女性 69 例であった。原発巣分類は血. 治医および看護師と協議のうえ判断した。BI と cFAS. 液 104 例，消化器 13 例，肺 21 例，乳腺 4 例，卵巣・子. については，理学療法開始時および終了時に担当理学療. 宮 3 例，頭頸部 6 例，その他 8 例であり，血液腫瘍患者. 法士が評価を行い，その結果を用いた。. がもっとも多かった。治療内容は化学療法 92 例，放射 線 療 法 12 例， 化 学 放 射 線 療 法 4 例，Best Supportive. 3．統計解析. Care（BSC）8 例，感染症治療 18 例，症状コントロー. cFAS と BI の併存的妥当性を検証するために，理学. ル 3 例，手術 6 例，その他 16 例であり，化学療法の患. 療法開始時の cFAS と BI の関連について，さらに理学. 者がもっとも多かった。. 療法開始時から終了時までの cFAS の変化量と BI の変. 理学療法終了時に同様の評価が可能であったのは 100. 化量の関連について，Pearson の相関係数を用いて分析. 例であり，理学療法介入期間は中央値 16 日（範囲；1. した。また，cFAS があらゆる Performance Status，す. ∼ 175 日）であった。理学療法終了時の評価が困難で. なわち全身状態が良好の場合から不良の場合において. あったのは 59 例であり，その内訳は死亡；8 例，急な. ADL 能力を反映するかを調べるために，理学療法開始. 退院；18 例，評価のみで理学療法終了；12 例，終了時. 時の ECOG-PS に基づいて，ECOG-PS 0-1，2，3，4 の. 評価の同意得られず；10 例，全身状態不良・理解不良・. 4 群に層別化し，各群における理学療法開始時の cFAS. 安静度制限にて評価困難；11 例であった。年齢は中央. と BI の相関関係について Pearson の相関係数を用いて. 値 73.5 歳，性別は男性 59 例，女性 41 例であった。原. 分析した。. 発巣分類は血液 66 例，消化器 8 例，肺 16 例，乳腺 3 例，. 次に，cFAS の内容的妥当性を検証し，また BI との. 卵巣・子宮 1 例，頭頸部 1 例，その他 5 例であり，開始. 内容的妥当性を比較するために，ECOG-PS 各群におけ. 時と同様に血液腫瘍患者がもっとも多かった。治療内容. る cFAS と BI の天井効果，床面効果の有無を調べた。. は化学療法 62 例，放射線療法 9 例，化学放射線療法 1 例，. 天井効果は，対象の 15% 以上がスケールの最高値を示. BSC 3 例，感染症治療 12 例，症状コントロール 1 例，. す場合に「天井効果あり」 ，床面効果は対象の 15% 以上. 手術 3 例，その他 9 例であり，化学療法の患者がもっと. がスケールの最低値を示す場合に「床面効果あり」と判. も多かった。.
(4) 238. 理学療法学 第 45 巻第 4 号. 表 2 Cancer Functional Assessment Set (cFAS) 評価項目. 20）. 0点. 1点. 2点. 3点. 4点. 5点. 全介助∼ 最大介助. 中等介助. 軽介助. 見守り. 補助具を 要する. 自立. 10 kg 未満. 10 kg 以上 15 kg 未満. 15 kg 以上 20 kg 未満. 20 kg 以上 25 kg 未満. 25 kg 以上 30 kg 未満. 30 kg 以上. MMT0. MMT1. MMT2. MMT3. MMT4. MMT5. 起き上がり が不可. 抵抗がなけ れば起き 上がり可. 軽度の抵抗に 抗し起き 上がり可. 強い抵抗に 抗し起き 上がり可. 140°未満. 140°以上 165°未満. 165°以上 175°未満. 175°以上. 5°未満. 5°以上 15°未満. 15°以上 25°未満. 25°以上. 不可. 1∼2秒. 3∼4秒. 5∼6秒. 7∼9秒. 10 秒以上. 不可. 体幹動揺 10 cm 以上. 体幹動揺 5 cm 以上 10 cm 未満. 体幹動揺 5 cm 未満. 重度障害. 中等度障害 （動作に支障 あり）. 軽度障害 （動作に支障 なし）. 正常. 重度障害. 中等度障害 （動作に支障 あり）. 軽度障害 （動作に支障 なし）. 正常. ベッド上. 居室内. 自宅内 or 病棟内. 院内 or 屋外. 起き上がり 立ち上がり 移乗 50 m 歩行 階段昇降（1 階分） 握力 （座位・肘伸展位） 腸腰筋筋力. 大. 四頭筋筋力. 前脛骨筋筋力. 右 左 右 左 右 左 右 左. 体幹筋力 （45°傾斜座位にて） 他動的 肩外転可動域. 右. 他動的 足背屈可動域 （膝関節屈曲位）. 右. 開眼片脚立位. 左. 左 右 左. 閉眼閉脚立位（1 分間） 右 上肢感覚機能 左 右 下肢感覚機能 左 おもな活動範囲 合計点. 2．理学療法開始時および終了時の ECOG-PS，BI，cFAS の結果（表 4） 理学療法開始時の ECOG-PS は 0；1 例，1；16 例，2；. 最高点 102 点，最低点 0 点. 学療法開始時から終了時までの cFAS の変化量と BI の 変化量の相関は r = 0.84（P < 0.01）であり，変化量に ついても cFAS は BI と有意な相関を認めた。. 25 例，3；92 例，4；25 例 で あ り，ECOG-PS 3 が も っ とも多かった。BI は中央値 80 点，cFAS は中央値 69. 4．ECOG-PS 別での cFAS と BI の関連性（表 5）. 点であった。. 理学療法開始時において ECOG-PS 0，1 に該当する. 理学療法終了時の ECOG-PS は 0；3 例，1；14 例，2；. 症 例 は 少 数 で あ っ た た め，ECOG-PS 0，1 は Perfor-. 33 例，3；44 例，4；6 例であった。BI は中央値 85 点，. mance Status 良 好 と し て ECOG-PS 0-1 に ま と め た。. cFAS は中央値 78 点であった。. ECOG-PS 0-1，2 では cFAS と BI に有意な相関関係は 認めず，ECOG-PS 3，4 では有意な相関関係を認めた. 3．cFAS と BI の関連性（表 5） 理学療法開始時の cFAS と BI の相関は r = 0.84（P < 0.01）であり，cFAS は BI と有意な相関を認めた。理. （ECOG-PS 3: r = 0.70, P < 0.01，ECOG-PS 4: r = 0.62, P < 0.01） 。.
(5) cFAS の BI との併存的妥当性および内容的妥当性に関する検証. 239. 表 3 対象者の属性 理学療法開始時 n=159 理学療法介入期間. 理学療法終了時 n=100. 16 日（1 ‒ 175）. median（range）. 年齢. median（range）. 74 歳（38 ‒ 91）. 性別（%）. 男性 女性. 90 例（56.6） 69 例（43.4）. 59 例（59.0） 41 例（41.0）. 104 例（65.4） 13 例（8.2） 21 例（13.2） 4 例（2.5） 3 例（1.9） 6 例（3.8） 8 例（5.0）. 66 例（66.0） 8 例（8.0） 16 例（16.0） 3 例（3.0） 1 例（1.0） 1 例（1.0） 5 例（5.0）. 92 例（57.9） 12 例（7.5） 4 例（2.5） 8 例（5.0） 18 例（11.3） 3 例（1.9） 6 例（3.8） 16 例（10.1）. 62 例（62.0） 9 例（9.0） 1 例（1.0） 3 例（3.0） 12 例（12.0） 1 例（1.0） 3 例（3.0） 9 例（9.0）. 原疾患（％）. 血液 消化器 肺 乳腺 卵巣・子宮 頭頸部 その他. 治療内容（％）. 化学療法 放射線療法 化学放射線療法 BSC 感染症治療 症状コントロール 手術 その他. 73.5 歳（38 ‒ 88）. ※ median：中央値 range：範囲 BSC：Best Supportive Care. 表 4 理学療法開始時および終了時の ECOG-PS，BI，cFAS の結果. 0 1 2 3 4. ECOG-PS（%）. 理学療法開始時 n=159. 理学療法終了時 n=100. 1 例（0.6） 16 例（10.1） 25 例（15.7） 92 例（57.9） 25 例（15.7）. 3 例（3.0） 14 例（14.0） 33 例（33.0） 44 例（44.0） 6 例（6.0）. BI. median（range）. 80 点（0 ‒ 100）. 85 点（0 ‒ 100）. cFAS. median（range）. 69 点（12 ‒ 99）. 78 点（11 ‒ 102）. ※ median：中央値 range：範囲. 表 5 理学療法開始時の cFAS と BI，理学療法開始時から終了時までの cFAS の変化 量と BI の変化量，理学療法開始時における ECOG-PS 別での cFAS と BI の相 関分析結果 cFAS median (range). BI median (range). r. p value. 理学療法開始時（n=159）. 69 点 （12 ‒ 99）. 80 点 （0 ‒ 100）. 0.84. <0.01. 理学療法開始時から終了時 までの変化量（n=100）. 5点 （‒ 75 ‒ 100）. 4点 （‒ 32 ‒ 59）. 0.84. <0.01. 0-1（n=17）. 93 点 （78 ‒ 99）. 100 点 （100 ‒ 100）. 0.00. 1.00. 2（n=25）. 76 点 （46 ‒ 97）. 85 点 （50 ‒ 100）. 0.38. 0.06. 3（n=92）. 68 点 （36 ‒ 97）. 75 点 （25 ‒ 100）. 0.7. <0.01. 4（n=25）. 39 点 （12 ‒ 70）. 10 点 （0 ‒ 40）. 0.62. <0.01. ECOG-PS. ※ median：中央値 range：範囲 r：Pearson の相関係数.
(6) 240. 理学療法学 第 45 巻第 4 号. 表 6 ECOG-PS 別での cFAS と BI の天井効果，床面効果 ECOG-PS 0-1（n=17）. 2（n=25）. 3（n=92）. 4（n=25）. cFAS max. 0 例（0%）. 0 例（0%）. 0 例（0%）. 0 例（0%）. 天井効果. −. −. −. −. cFAS min. 0 例（0%）. 0 例（0%）. 0 例（0%）. 0 例（0%）. 床面効果. −. −. −. −. BI max. 17 例（100%）. 1 例（4%）. 5 例（5%）. 0 例（0%）. 天井効果. +. −. −. −. BI min. 0 例（0%）. 0 例（0%）. 0 例（0%）. 8 例（32%）. 床面効果. −. −. −. +. ※ max：最高値 min：最低値 +：天井効果または床面効果あり −：天井効果または床面効果なし. 5．ECOG-PS 別での cFAS と BI の天井効果，床面効果 （表 6）. 学療法開始時の ECOG-PS 0-1，2，3，4 の 4 群に層別化 したうえで，各群における理学療法開始時の cFAS と. 理学療法開始時の cFAS は，いずれの ECOG-PS にお. BI の相関分析を行った。その結果，ECOG-PS 3，4 で. いても cFAS の最高値である 102 点および最低値であ. は強い相関を認めたが，ECOG-PS 0-1，2 では有意な相. る 0 点を示した症例を認めず，天井効果，床面効果を認. 関を認めなかった。この結果より，Performance Status. めなかった。BI では，ECOG-PS 0-1 において対象の全. が不良の場合，すなわち全身状態が不良の場合に cFAS. 17 例が BI の最大値である 100 点であり天井効果を認め. は ADL 能力を反映できるが，Performance Status が良. た。また，ECOG-PS 4 において対象の 32%（25 例中 8 例）. 好な場合，すなわち全身状態が良好な場合には cFAS は. が BI の最低値である 0 点であり床面効果を認めた。. ADL 能力を反映していないことになる。しかし，ECOGPS 0-1 では全例において BI が 100 点を示していること. 考 察. から，BI の天井効果によって cFAS との相関を認めな. 本研究では，入院がん患者に対する心身機能と ADL. かったと考えられる。ECOG-PS ２については，対象症. 能力の評価ツールとしての cFAS の有用性を示すため. 例数 25 例では検出力 0.33 であり，検出力不足による第. に，ADL 能力の評価ツールである BI との併存的妥当性. 二種の過誤の発生の可能性がある. と内容的妥当性について検証した。. り，本研究のデータではあらゆる Performance Status，. cFAS と BI の 関 連 に つ い て は， 理 学 療 法 開 始 時 の. すなわち全身状態が良好の場合から不良の場合におい. cFAS と BI に有意な相関を認めたことから，cFAS は. て，cFAS ががん患者の ADL 能力を反映できるとはい. がん患者の ADL 能力を反映しており，強い相関関係は. えないが，今後症例数を増やしたうえでの検証の余地は. BI との併存的妥当性を示しているといえる。理学療法. あると考える。. 開始時から終了時までの cFAS の変化量と BI の変化量. cFAS と BI の天井効果と床面効果の検証については，. についても有意な相関を認めていることから，cFAS は. cFAS はいずれの ECOG-PS においても天井効果と床面効. がん患者の ADL 能力の変化も反映できると考えられる。. 果を認めなかったことから，cFAS の内容的妥当性を示し. 先行研究において，cFAS は ECOG-PS，KPS，FIM と. ているといえる. の併存的妥当性が示されており. 12）. ，本結果は cFAS の. 24）. 。これらのことよ. 21）. 。一方で，Kwon ら 25） は，modified. Rankin Scale（mRS）0-2 の軽度の脳卒中患者において，. Performance Status や ADL の評価ツールとの併存的妥. BI による ADL 能力の評価では天井効果を認めることを. 当性を支持する結果といえる。また，BI は ADL の最大. 指摘しており，本結果においても BI では ECOG-PS 0-1 に. 能力を評価するツールであり. 17）. ，cFAS も最大能力を. 12）. て天井効果を，ECOG-PS 4 にて床面効果を認めた。した. ，cFAS と BI の強い相. がって，BI は Performance Status が良好もしくは不良な. 関は cFAS ががん患者の ADL 能力を反映することを裏. 患者に対しては，天井効果および床面効果により必ずし. づける結果であると考える。. も的確に ADL 能力を表していないといえる。天井効果と. 次に，あらゆる Performance Status，すなわち全身. 床面効果を認める場合，その評価ツールの内容的妥当性. 状態が良好の場合から不良の場合において cFAS がが. は制約され，結果として最高値もしくは最低値は区別す. ん患者の ADL 能力を反映できるかを調べるために，理. ることができず，信頼性は低下する. 評価する必要があることから. 21）. 。さらにその最高.
(7) cFAS の BI との併存的妥当性および内容的妥当性に関する検証. 値または最低値において変化を計測できないことから反 応性も制限されると指摘されている. 21）. 。このことから，. 241. た国立病院機構九州医療センタースタッフの皆様，なら びに本稿の Abstract を執筆するにあたりご指導いただ. いずれの ECOG-PS でも天井効果および床面効果を認めな. きました Editage（www.editage.jp）に心より感謝申し. い cFAS は，がん患者の心身機能と ADL 能力の評価ツー. 上げます。. ルとして，BI よりも内容的妥当性に優れているといえる。 本研究の限界としては，まず選択バイアスが挙げられ る。本研究は観察研究であり，さらに本研究では，対象 をがんに対する治療を目的とした入院中に理学療法を処 方された全患者ではなく，筆者が担当した患者としてい ることから，明らかな選択バイアスが存在する。このこ とから，本結果の一般化可能性には疑問が残る。また， 本研究では cFAS の心理計量学的特性として妥当性に ついて検証したのみで，信頼性や反応性については検証 できていない。cFAS の心理計量学特性に関する一般化 可能性を示すためには，妥当性や信頼性，反応性に関し て，多施設でのさらなる検証が必要であると考える。 その他の本研究の限界として，あらゆる疾患や治療に 対する cFAS の有用性を明らかにするには対象疾患や 治療別でのサブグループ解析を行うことが望ましいが， 本研究は対象疾患と治療内容が不均質であることから， 疾患や治療別での有用性を検討するには至っていない。 しかし，先行研究. 12）. では対象の疾患が消化管，肺，血. 液，脳，泌尿器，生殖器，頭頸部であり，本研究の対象 は血液，消化器，肺，乳腺，生殖器，頭頸部である。い ずれも幅広い疾患を対象にしていることから，cFAS は 入院がん患者に広く用いることができると考える。 結 論 本研究では，入院がん患者に対する心身機能と ADL 能力の評価ツールとしての cFAS の有用性を示すため に，ADL 能力の評価ツールである BI との併存的妥当性 と内容的妥当性について検証した。その結果，cFAS は BI と の 併 存 的 妥 当 性 を 認 め た。 し か し， あ ら ゆ る Performance Status，すなわち全身状態が良好の場合か ら不良の場合において，cFAS ががん患者の ADL 能力 を反映できるかどうかは本研究では確認できなかった。 入院がん患者に対する BI での ADL 能力の評価では， Performance Status が良好または不良な場合に天井効 果や床面効果によって必ずしも的確に ADL 能力を評価 できていないと考えられるが，cFAS は天井効果や床面 効果を認めなかったことから，cFAS は BI よりも内容 的妥当性において優れていることが示唆された。 利益相反 本研究に関連し，開示すべき利益相反関係にある企業 などはない。 謝辞：本研究を実施するにあたり，ご協力いただきまし. 文 献 1）日本リハビリテーション医学会 がんのリハビリテーショ ンガイドライン策定委員会（編） ：がんのリハビリテー ションガイドライン．金原出版，東京，2013，p. 169. 2）Conill C, Verger E, et al.: Performance status assessment in cancer patients. Cancer. 1990; 65: 1864‒1866. 3）Sørensen JB, Klee M, et al.: Performance status assessment in cancer patients. An inter-observer variability study. Br J Cancer. 1993; 67: 773‒775. 4）Vigano A, Dorgan M, et al.: Survival prediction in terminal cancer patients: a systematic review of the medical literature. Palliat Med. 2000; 14: 363‒374. 5）Buccheri G, Ferrigno D, et al.: Karnofsky and ECOG performance status scoring in lung cancer: a prospective, longitudinal study of 536 patients from a single institution. Eur J Cancer. 1996; 32A: 1135‒1141. 6）Yates JW, Chalmer B, et al.: Evaluation of patients with advanced cancer using the Karnofsky performance status. Cancer. 1980; 45: 2220‒2224. 7）Anderson F, Downing GM, et al.: Palliative performance scale(PPS): a new tool. J Palliat Care. 1996; 12: 5‒11. 8）Virik K, Glare P: Validation of the palliative performance scale for inpatients admitted to a palliative care unit in Sydney, Australia. J Pain Symptom Manage. 2002; 23: 455‒457. 9）Morita T, Tsunoda J, et al.: Validity of the palliative performance scale from a survival perspective. J Pain Symptom Manage. 1999; 18: 2‒3. 10）Kassa T, Loomis J, et al.: The Edmonton Functional Assessment Tool: preliminary development and evaluation for use in palliative care. J Pain Symptom Manage. 1997; 13: 10‒19. 11）Gardiner A, Samuel D: Evaluation of the Edmonton Functional Assessment Tool (EFAT2) wthin palliative care: a pilot study. Ageing Clin Exp Res. 2014; 26: 293‒298. 12）Miyata C, Tsuji T, et al.: Cancer functional assessment set: a new tool for functional evaluation in cancer. Am J Phys Med Rehabil. 2014; 93: 656‒664. 13）Mokkink LB, Prinsen CA, et al.: The COnsensus-based Standards for the selection of health Measurement INstruments (COSMIN) and how to select an outcome measurement instrument. Braz J Phys Ther. 2016; 19: 105‒113. 14）Mokkink LB, Terwee CB, et al.: Protocol of the COSMIN study: COnsensus-based Standards for the selection of health Measurement INstruments. BMC Med Res Methodol. 2006; 24: 1‒7. 15）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．The Annual Report of Educational Psychology in Japan．2012; 51: 118‒130. 16）才藤栄一，園田 茂，他：リハビリテーション医療におけ る障害 ADL 評価法に関連して FIM を中心に．リハビリ テーション医学．1994; 31: 321‒325. 17）Mahoney FI, Barthel D: Functional evaluation: The Barthel Index. Md State Med J. 1965; 14: 56‒61. 18）Oken MM, Creech RH, et al.: Toxicity and response criteria of the Eastern Cooperative Oncology Group. Am J Clin Oncol. 1982; 5: 649‒655..
(8) 242. 理学療法学 第 45 巻第 4 号. 19）Japan Clinical Oncology Group ホ ー ム ペ ー ジ ECOG の Performance Status（PS）の日本語訳．http://www.jcog. jp/（2018 年 2 月 27 日引用） 20）がんのリハビリテーション ホームページ Cancer Functional Assessment Set（cFAS）（Ver.1.1）．http://www. cancer-reha.com/topics/5-6cfas.htm.（2018 年 2 月 27 日引用） 21）Terwee CB, Bot SD, et al.: Quality criteria were proposed for measurement properties of health status questionnaires. J Clin Epidemiol. 2006; 60: 34‒42. 22）Faul F, Erdfelder E, et al.: G*Power 3: a flexible statistical power analysis program for the social, behavioral, and. biomedical sciences. Behavior Research Methods. 2007; 39: 175‒191. 23）Faul F, Erdfelder E, et al.: Statistical power analyses using G*Power 3.1: Tests for correlation and regression analyses. Behavior Research Methods. 2009; 41: 1149‒1160. 24）Cohen J: A power primer. Psychol Bull. 1992; 112: 155‒159. 25）Kwon S, Hartzema AG, et al.: Disability measures in stroke: relationship among the Barthel Index, the Functional Independence Measure, and the Modified Rankin Scale. Stroke. 2004; 35: 918‒923.. 〈Abstract〉. Evaluation of the Concurrent Validity with the Barthel Index and Content Validity of the Cancer Functional Assessment Set (cFAS) in Hospitalized Cancer Patients. Yusuke YONENAGA, PT, MSc Department of Rehabilitation, Local Independent Administrative Agency Kanagawa Prefectural Hospital Organization Kanagawa Prefectural Ashigarakami Hospital Kazuki MINODA, PT, Yoshie HIROTA, PT Department of Rehabilitation, Independent Administrative Agency National Hospital Organization Kyusyu Medical Center Hiroo MATSUSE, MD, PhD Department of Rehabilitation, Kurume University Hospital Naoto SHIBA, MD, PhD Department of Orthopedics, Kurume University School of Medicine. Purpose: The aim of this study was to evaluate both concurrent and content validity to demonstrate the usefulness of the Cancer Functional Assessment Set (cFAS). Methods: We retrospectively evaluated cancer patients who had undergone physical therapy during hospitalization. The study items comprised the following: age, sex, primary disease, treatment regimen, Eastern Cooperative Oncology Group Performance Status Scale (ECOG-PS), Barthel Index (BI), and cFAS. Validation of contents showed an association between the cFAS and BI, as well as a ceiling or floor effect of both. Results: We found that the cFAS was correlated with the BI. Although neither a ceiling nor a floor effect was observed for cFAS in the ECOG-PS, an effect was observed for the BI when the ECOG-PS was 0-1 and 4. Conclusions: Results suggest that the cFAS may reflect the activities of daily living, and can accurately evaluate the physical function of cancer patients under all conditions. Key Words: Cancer patients, Cancer Functional Assessment Set (cFAS), Barthel Index, Concurrent validity, Content validity.
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