継ぎ足歩行テストの構成概念妥当性
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(2) 144. 理学療法学 第 45 巻第 3 号. gait time；以下，TGT）と，所要時間とミス・ステッ. 性，予測妥当性が該当する。本研究報告では，この継ぎ. プ数から算出する継ぎ足歩行指数（以下，TGI）の 2 種. 足歩行テストの妥当性を外的側面のうち 2 つの視点から. 類のテストは，測定の際に系統誤差が混入しないことが. 検討することとした。その 1 つは年齢，性別との関連性. 18）. 。続いて我々は，同テストの測定誤. である。継ぎ足歩行テストが運動能力の評価方法である. 差の範囲を求めることを目的として，「最小可検変化量. ならば，加齢ならびに性差による影響を受けるはずであ. （minimal detectable change；以下，MDC） 」を算出し. る。このことより年齢・性差による弁別妥当性（dis-. た。結果として，TGT で 3.5 秒以内，TGI で 4.3 以内の. criminant validity）を検討すべきと考えた。2 つ目の視. 測定値の変化は測定誤差によるもので，同値より大きな. 点は転倒との関連性，特にその予測妥当性（predictive. 変化は「真の変化」と判断されることが明らかとなっ. validity）である。予測妥当性とは本来，そのテストが，. 明らかとなった. た. 19）. 。. そのテスト実施後に変化などをどれだけ適切に予測する 25）. 。継ぎ足歩行テストが特に運動. そこで本研究では，我々が絶対信頼性を検討した継ぎ. かを示すものである. 足歩行テストにおける高齢者の動的バランスの評価方法. 能力が比較的高い高齢者の動的バランス能力の評価方法. としての妥当性を検討する。評価・テストの妥当性の検. であるならば，転倒との関連性，特に将来の転倒を予測. 討 方 法 と い え ば 従 来 ま で は 内 容 妥 当 性（content. できるという予測妥当性を考慮すべきと考えた。. validity） ，基準関連妥当性（criterion-related validity） ， 構成概念妥当性（construct validity）が並立的に位置づ. 方 法. けられ（三位一体観，trinitarian view） ，それらのうち. 1．妥当性概念の整理と研究デザイン. いずれか 1 つ以上の妥当性を示せば妥当性が検証された. 本研究では高齢者の動的バランス能力の評価方法とし. 20）21）. が，近年，構成概. ての継ぎ足歩行の妥当性を新しい妥当性観にもとづいて. 念妥当性にすべての妥当性が収斂するという新しい妥当. 検討するに際して，妥当性の外的側面を 2 つの視点から. とする考え方が一般的であった 22）. 。この新しい妥当性観に. 検討することとした。その 1 つは年齢・性差による弁別. おける妥当性は，多種多様な側面から複数の方法で独立. 妥当性であり，これについては横断研究により検討し. に集められた証拠で説明されるものでなければならず，. た。2 つ目の視点は転倒の予測妥当性である。またテス. 妥当性の証拠を集める側面（aspect）として，内容的側. トと予測されるアウトカム（転倒）との間に因果関係を. 面，本質的側面，構造的側面，一般化可能性の側面，外. 想定する場合，そこには関連の時間性. 性観が主流になりつつある. 的側面，結果的側面の 6 つがあるとされている. 20‒22）. 。. 新しい妥当性観に立脚すると，筆者はこれまで継ぎ足歩. 26）. が保証されな. ければならない。以上のことから本研究では転倒の予測 妥当性の検討においてコホート・デザインを採用した。. 行テストのバランス能力評価方法としての妥当性を，前 述した 6 つの側面のうち 2 つの側面から検討してきた。. 2．対象. 1 つは内容的側面である。この内容的側面とは測定指標. 対象は栃木県大田原市の広報により募集され自らの意. が構成概念を十分に代表しているかという側面である。. 志で，同市が主催する介護予防事業のボランティア養成. 継ぎ足歩行は前額面，矢状面からみて支持基底面が狭小. 講座と体力測定に参加した 493 名の地域在住健常成人. 化した歩行様式である。広い支持基底面は安定性の条件. （年齢 62.6 ± 16.2 歳，女性 367 名，男性 126 名）である。. の 1 つである. 23）. ての先行研究. 10）12）13）. 。また過去の転倒歴との関係性につい もあり，支持基底面を狭小化し. 対象の除外基準は，5 m の自立歩行が不可能な者，要介 護認定を受けた者，評価方法の説明を理解できない者と. た歩行である継ぎ足歩行は動的バランスの評価方法とし. した。対象には，本研究の目的および測定内容を説明し，. ての構成概念の内容的側面において充分な妥当性を有し. 参加の同意を得た。また，本研究内容は，大田原市個人. ていると考えられる。. 情報保護条例を遵守するとともに，国際医療福祉大学倫. 2 つ目の側面は一般化可能性の側面である。これは信. 理審査委員会の承認を得た（承認番号：06-48）。. 頼性の概念を含むもので，新しい妥当性観において信頼 性は妥当性の証拠の一部をなしており，妥当性の必要条 件となっている. 21）24）. 。継ぎ足歩行テストの信頼性につ. いては前述したとおりである. 18）19）. 。. 3．手順 継ぎ足歩行テストとして，対象には，床面に引いた長 さ 5 m，幅 50 mm のテープ上を，踵の低い靴か素足で，. 今回 3 つ目の側面として，継ぎ足歩行テストの妥当性. 一側のつま先に対側の踵を接触させながら歩行させた。. を外的側面から検討する。外的側面とは外的変数との間. また，つま先と踵を接触させるとともに，テープ上から. に理論から予想されるパターンの関係がみられるかとい. 足部を逸脱させないように，可能な限り速く歩くよう，. う側面である。これは伝統的妥当性観の基準関連妥当. 対象に指示した。検者は臨床経験 7 年を有する理学療法. 性，そしてそのサブタイプとされることが多い弁別妥当. 士とした。5 m の継ぎ足歩行の所要時間を TGT とし，.
(3) 継ぎ足歩行テストの構成概念妥当性. 145. 1/10 秒単位で測定した。測定は 2 回行い，最速値を採. 転倒予測に対する各因子の影響度を検討するため，転. 用した。加えて，本研究では，Liu らの方法に準じて，. 倒の有無を従属変数，各運動能力テスト結果を独立変数. 直線を足部の一部でも踏めばよしとし，足部を完全に直. とし，尤度比による変数減少法を用いた多重ロジス. 線上に接地できない場合をミス・ステップと定義し，前. ティック回帰分析を行った。事前に転倒経験の有無別の. 述の TGT にミス・ステップ数を 2 倍したものを加えて，. 各運動能力テストの結果について t 検定を行うととも. 17）. 。上記の TGT，TGI は先行研究によ. に，Pearson の積率相関係数を用いて多重共線性の問題. り系統誤差の混入が少なく測定誤差の範囲が明らかと. がないことを確認した。多重ロジスティック回帰分析の. TGI を算出した. なった継ぎ足歩行テストである. 18）19）. 。. 適合度は Hosmer-Lemeshow の検定および判別的中率. 転倒および動的バランス評価方法としての継ぎ足歩行. より判断した。また回帰分析の結果よりオッズ比を求め. テストへの影響因子として，下肢筋力，動的バランス能. るとともに，有意とされた変数に関しては，ROC 曲線. 力が考えられる。このため測定環境を選ばずに実施可能. を作成してカットオフ値を算出した。また，統計解析に. なために，同介護予防事業で採用されている下肢筋力，. は SPSS（バージョン 24，IBM）を使用し，有意水準は. 動的バランス能力の評価である 30 秒椅子立ち上がりテ. 5% とした。. 27）. スト（30-sec chair stand test；以下，CS-30） ，Timed 28）29）. up and go test（以下，TUG）. を測定した。CS-30. 結 果. は両手を胸の前で組んだ椅座位を開始肢位とし，膝関節. 1．弁別妥当性. の完全伸展位の立位と着座の繰り返しを 30 秒間に最大. 二元配置分散分析の結果，TGT，TGI ともに交互作. 努力下で行わせた遂行回数を記録した。TUG の測定に. 用 は な く， そ れ ぞ れ 2 水 準 と も 主 効 果 が 認 め ら れ た. は椅子と椅子から 3 m 離した地点にコーンを置いた歩. （p<0.05） 。本研究では年齢階層，性別を統合した運動能. 行路を設置した。椅座位を開始肢位として合図により立. 力テスト結果の解釈は困難であると考え，TGT，TGI. ち上がり，コーンを回ってまた椅子に着座するまでの所. ともに年齢階層，性別の各水準ごとに一元配置分散分析. 要時間を 1/10 秒単位で測定した。測定は 2 回行い最速. による単純主効果検定を実施した。その結果，女性につ. 値を採用した。. いては，TGT，TGI のいずれも全年齢階層間に有意差. これらの測定後，複数年度事業である介護予防事業体. を 認 め た（p<0.05）。 対 し て 男 性 に つ い て は，TGT，. 力測定参加者 232 名を 2 年間追跡調査し，1 年後，2 年. TGI のいずれも 65 歳以下と他の 2 つの年齢階層間に有. 後にそれぞれの過去 1 年間の転倒の有無を想起法にて聴. 意差を認めた（p<0.05）が，その他の階層間では有意差. 取した。転倒は「歩行や動作時に，意図せずにつまずい. を 認 め な か っ た。 男 女 と も 0.14 以 上 と な る 大 き な. たり，すべったりして，床・地面もしくはそれより低い 位置に手やおしりなどの体の一部がついたすべての場 合」とし. 30）. ，同定義を説明した後に「この 1 年間で転. んでしまったことはありますか」と聴取した。. 2 （large）効果量（η ）が得られた（表 1）。. 性差については，TGT，TGI のいずれも，全年齢階 層について男性が女性よりも有意に低値を示した （p<0.05） 。. 4．統計解析手法. 2．予測妥当性. 継ぎ足歩行テストの弁別妥当性としての年齢階層・性. 複数年度事業である介護予防事業体力測定参加者 232. 別の検討は，得られた各テスト値を男女別に 64 歳以下，. 名を対象に，運動能力評価後の転倒経験の追跡調査を. 前期高齢者（65 ∼ 74 歳），後期高齢者（75 歳以上）の. 行った。1 年間の転倒経験に対して TGT，TGI は有意. 3 つの年齢階層に分け，各階層別の測定値を比較した。. な独立変数として抽出されなかったため，さらに 1 年間. 統計解析手法として，まず各変数の正規性を Shapiro-. 調査したところ女性 66 名（74.7 ± 6.2 歳）が追跡できた。. Wilk 検定を用いて確認した。年齢階層と性を水準とし. そのうち，2 年間の調査期間のうち少なくとも 1 回以上. た二元配置分散分析および一元配置分散分析を用い，主. の転倒経験を有する者として 28 名（75.9 ± 7.1 歳）が. 効果が認められた場合，下位検定として Scheffe 法を用. 調査できた。. いた。また性差については，各年齢階層別に対応のない. 継ぎ足歩行テストの年齢に対する弁別妥当性が認めら. 2. t 検定を用いた。効果量については η および Cohen の. れたことから，転倒経験に対する独立変数に年齢を加. d を算出した。標本効果量の判定には水本らの基準にし. え，転倒経験の有無別の各運動能力テストの結果につい. たがい，小さな（small），中くらい（medium） ，大きな. て t 検定を行った。結果として年齢による転倒歴の有無. 2. （large）効果量を η についてはそれぞれ 0.01，0.06，0.14，. による TGT，年齢，CS-30，TUG ついては有意差を認. Cohen の d に つ い て は そ れ ぞ れ 0.20，0.50，0.80 と し. めなかったが，TGI では有意差を認めた（p<0.05，表 2） 。. た. 31）. 。. また各変数間の相関係数より TGT と TGI 間に高い相関.
(4) 146. 理学療法学 第 45 巻第 3 号. 表 1 年齢階層別の各継ぎ足歩行テスト成績 64 歳以下 TGT［秒］. TGI. 女性. 15.3 ± 4.3. 男性. 12.5 ± 3.3. 女性. 15.7 ± 4.7. 男性. 前期高齢者 （65 ∼ 74 歳）. d §. 18.8 ± 6.4 *§. 0.71. 20.6 ± 7.3 *§. 0.71. 後期高齢者 （75 歳以上）. 0.49. 15.8 ± 5.4 *. §. 12.7 ± 3.5. d. 0.54. 16.8 ± 5.7 *. 21.8 ± 8.5 *†§ 16.5 ± 4.3 * 24.6 ± 10.8 *†§ 18.7 ± 5.3 *. d 0.68. 0.60. η2 0.15 0.18 0.17 0.27. *：64 歳以下群との間に有意差あり（p<0.05） † ：前期高齢者群との間に有意差あり（p<0.05） § ：男女間に有意差あり（p<0.05）. 表 2 転倒経験の有無別の各運動能力テストの結果 転倒群（n=28）. 非転倒群（n=38）. p. 年齢［歳］. 75.9 ± 7.1. 73.8 ± 5.3. 0.19. TGT［秒］. 23.2 ± 9.2. 19.9 ± 5.7. 0.10. TGI. 26.3 ± 11.8. 21.2 ± 6.6. 0.03. CS-30［回］. 27.6 ± 9.3. 29.8 ± 9.6. 0.43. TUG［秒］. 8.0 ± 2.0. 7.7 ± 1.3. 0.47. 表 3 各変数間の相関関係 年齢. TGT. TGI. CS-30. 年齢［歳］ TGT［秒］. 0.41. TGI. 0.45. 0.95. ‒ 0.34. ‒ 0.18. ‒ 0.16. 0.33. 0.36. 0.41. CS-30［回］ TUG［秒］. ‒ 0.34. 表 4 2 年間の転倒への影響因子の抽出. TGI. 偏回帰係数. 有意確率. オッズ比. 95％信頼区間. 0.067. 0.048. 1.06. 1.01 ‒ 1.142. 2. モデル χ 検定：p<0.05，Hosmer-Lemeshow の検定：p=0.31，判別的中率：67.2%. 関係が認められたが，その他の変数間に著しい直線関係 は存在しなかったことが確認できた（表 3）。このため 継ぎ足歩行テストとして TGI を選択し，尤度比による 変数減少法を用いた多重ロジスティック回帰分析を実施 した。その結果，TGI が選択されオッズ比 1.06 が得ら れ た。Hosmer-Lemeshow の 検 定 の 結 果 は p=0.31， 判 別的中率は 67.2％であった（表 4）。算出された ROC 曲 線 か ら，TGI の カ ッ ト オ フ 値 と し て 24.0 が 得 ら れ， ROC 曲線の曲線下面積（area under the curve；以下， AUC）は 0.63（漸近有意確率 0.08），感度 0.79（95％信 頼区間，以下同，0.66 ‒ 0.92），特異度 0.54（0.50 ‒ 0.58）， 陽 性 的 中 率 0.70（0.56 ‒ 0.84） ， 陰 性 的 中 率 0.65（0.46 ‒ 0.84）であった（図 1） 。 図 1 TGI の ROC 曲線.
(5) 継ぎ足歩行テストの構成概念妥当性. 147. 際，本研究の対象は運動能力テストにおいても，下肢筋. 考 察. 力を反映する CS-30 については中谷らが報告している年 27）. 曖昧な構成概念を扱う心理学のみならず理学療法学，. 齢階級別評価からも各年齢階層の高位に属している. 特に理学療法評価方法を検討する場合でも妥当性は重要. また TUG においても平均 6.6 ± 1.6 秒（n=469）であり，. な概念である。妥当性の検討方法については，近年，多. 自立歩行の目安とされる 10 秒を上回っている。以上の. 様な側面からの説明により構成概念妥当性として検討す. ことから，本研究で十分な妥当性が確認された TGI は，. るという考え方が主流となりつつある。その妥当性を説. 運動能力が保持されている高齢者の，比較的遠い将来の. 明する多様な側面として，6 つの側面が挙げられている。. 転倒を予測できるという点で，臨床応用価値は高いと考. 本研究では継ぎ足歩行テストについて，新しい妥当性観. えられる。. に立脚し，妥当性の証拠を集める 6 つの側面のうち，弁. 本研究の限界として，将来の転倒を予測する説明因子. 別妥当性と予測妥当性を含む外的側面から検討し，同テ. としての継ぎ足歩行テストのオッズ比および AUC の小. ストのフィールドテストとしての応用可能性を検討する. ささが挙げられる。これは内的因子のみならず外的因子. ことを目的とした。. など複数の因子が報告されている将来の転倒を，ひとつ. 本研究結果より，TGT，TGI いずれにおいても男女. の因子で説明することの限界を示している。また転倒予. それぞれの年齢階層間で十分な効果量のもと，有意差が. 測妥当性を検討するうえでの追跡率の低さも研究の限界. 認められた。さらに TGT，TGI いずれにおいても女性. として挙げられる。今回の追跡調査は栃木県大田原市の. の若年層（64 歳以下）と前・後期高齢者間について，. 介護予防事業・体力測定参加者を対象に実施した。参加. 臨床的に意義のある最小変化量（minimal clinical im-. 者は同事業に自らの意思で参加するため，複数年連続で. 32）. 。. を示すそれらテストの測. の参加率は低くなってしまったことが追跡率の低さに影. 定誤差以上の差が認められた。また，3 つの年齢階層す. 響していると考えられる。このため，本研究で追跡調査. べてにおいて性差が認められた（p<0.05）。しかし，効. が可能であった 66 名は，介護予防に対して特に高い意. 果量は中等度（medium）であり，測定誤差以上の差が. 識を有していることが推測されると同時に，継ぎ足歩行. 認められたのは後期高齢者（75 歳以上）のみであった。. テストの将来の転倒に対する検出力を実際よりも高くし. これらのことから，TGT，TGI いずれの継ぎ足歩行テ. てしまった可能性がある。今後はより大規模な調査が必. ストも，年齢階層および性別についてある程度の弁別妥. 要となってくるであろう。. portant difference; MCID）. 当性が確認できた。特に年齢が低くバランス能力が高い 若年層（64 歳以下）を前・後期高齢者から明確に区別. 結 論. できることが明らかとなった。. 我々は高齢者のバランス能力の評価方法としての有用. 次に各継ぎ足歩行テストの予測妥当性を検討した。単. 性を検討してきた継ぎ足歩行テストの妥当性を，新しい. 変量解析およびロジスティック回帰分析の結果，TGI. 妥当性観における外的側面において同テストの弁別妥当. は将来の転倒を予測する有意な因子であることが明らか. 性と予測妥当性を検討した。結果として，継ぎ足歩行テ. となった。加えて得られたカットオフ値 24.0 が今回得. スト，特に所要時間とミス・ステップから産出される. られた単変量解析における転倒群 26.3 ± 11.8 と非転倒. TGI は，より運動能力の高い高齢者のバランス能力，特. 群 21.2 ± 6.6（表 2）を区分するものであり，加えて予. にその比較的長期的な将来の転倒を予測できる評価方法. 測妥当性を検討するうえで重要な陽性的中率，陰性的中. としての充分な妥当性が確認できた。. 率についても一定以上のレベルで得られたことから，こ のカットオフ値は十分な妥当性を有していると判断で きる。. 利益相反 本研究において開示すべき利益相反はない。. 以上のことから，継ぎ足歩行テスト，特に 5 m の継 ぎ足歩行の所要時間とミス・ステップから算出される. 謝辞：本研究をすすめるにあたり，栃木県大田原市高齢. TGI は加齢および性による身体機能の低下を反映して. 者幸福課地域支援係のみなさまにご協力を頂戴したこと. おり，加えて将来 2 年間の転倒を予測しうることが明ら. に感謝いたします。. かとなった。妥当性検討の 6 つの側面のうち，内容的側 面，一般化可能性の側面に加え，外的側面においても TGI は高齢者のバランス能力評価方法として充分な（構 成概念）妥当性を確かめることができた。 加えて，今回の研究の対象は介護予防事業に自ら参加 意志を表し実践できる比較的能動的な参加者である。実. 文 献 1）田崎義昭，斎藤佳雄：ベッドサイドの神経の診かた（第 16 版）．坂井文彦（改訂），南山堂，東京，2004，pp. 58‒59. 2）松澤 正，江口勝彦：理学療法評価学（第 3 版） ．金原出版， 東京，2012，pp. 157‒158. 3）Dargent-Molina P, Favier F, et al.: Fall-related factors.
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