脳卒中治療の効果判定におけるStroke Impairment Assessment Set の有用性
8
0
0
全文
(2) 脳卒中治療効果判定ツールとしての SIAS の臨床的有用性. られる。. 555. 病院，療養型病院，施設，死亡）とした。また，機能・. 脳卒中発症 1 週目における歩行要介助者は 6 ～ 8 割と. ADL 評 価 と し て FAC，NIHSS score，SIAS，Barthel. 。歩行能力は ADL を規定する重. Index（以下，BI），Functional Independence Measure. 要な因子であり，さらに歩行の可否は生命予後に関連す. （以下，FIM）を，入院 7 日目および 21 日目にそれぞれ. 報告されている. 12–14）. 15）. 。これらのことから脳卒中後のリハビ. 評価した。FAC とは，歩行能力を補助具の有無によら. リテーションにおいて，歩行能力が改善することは，臨. ず，どの程度人的介助が必要かで，0（歩行不可能もし. 床上重要といえる。. くは介助者が 2 名必要）– 5（場所を問わず自立）の 6. 上記のように，SIAS は反応性や MCID の調査が十分. 段階に分類する指標であり，その信頼性や妥当性が検証. ではない，もしくは検討そのものがなされておらず，脳. された指標である. る要因である. 16）. 。. 卒中治療の効果判定として使用しにくいことが問題であ る。そこで本研究は脳卒中患者に対して，SIAS による. 3．統計学的検定. 治療効果を判定するうえで 1）SIAS の反応性および，2）. 1）反応性の検討. SIAS の改善と歩行能力の改善との関係を明らかにする. SIAS の反応性は，SIAS の合計点および運動項目の. ことを目的とし，1）SIAS の SRM および，2）歩行能. 合計点（以下，SIAS-m）の 2 項目に関して，入院 7 日. 力が改善するために必要とされる SIAS の MCID を検. 目から 21 日目にかけての変化を検討した。Wilcoxon の. 討した。. 符号つき順位和検定と SRM を用いて解析した。SRM の反応性の程度は，0.2 ＜ small ＜ 0.5，0.5 ＜ moderate. 対象および方法. ＜ 0.8，0.8 ＜ large と判断した. 5）. 。また，SIAS の比較. 1．対象. 対照として，NIHSS score，BI，FIM を SIAS と同様に. 対象は，2010 年 4 月～ 2013 年 7 月にかけて，発症 7. 解析した。. 日以内の脳卒中と診断され当院に入院し，リハビリテー. 2）MCID の検討. ションを実施された連続 508 例とした。前向きにデータ. SIAS と FAC と の 関 連 を 検 討 す る こ と を 目 的 に，. 収集を行い，発症前の modified Rankin scale 0 – 3，入. SIAS を従属変数，FAC を独立変数として線形回帰分析. 院 7 日 目 に 歩 行 自 立 し て い な い こ と（Functional. を行った。. Ambulation Categories； 以 下，FAC，class 0 – 4）， 入. 臨床的に意義のある変化を，歩行能力が改善すること. 院期間が 21 日以上，入院 7 日目に意識障害がないこと，. と定義した。歩行能力の評価には FAC を用いた。今回，. を満たす症例を後ろ向きに検討した。リハビリテーショ. FAC が入院 7 日目から 21 日目にかけて 1 段階以上増加. ンは，脳卒中治療ガイドライン. 4）. に準じて発症後早期. することを歩行能力改善と判断した。. からの積極的なリハビリテーションを実施した。スト. 歩行能力改善の有無で，背景因子の比較（対応のない. ロークケアユニットのない急性期病棟において，脳卒中. 2 t 検定，Mann-Whitney の U 検定，χ 検定）を行った。. 専門医を中心とし，看護師・理学療法士・作業療法士・. MCID の検討は，歩行能力改善の有無を SIAS の変化. 言語聴覚士を含めたチームで治療を行った。理学療法・. 量で検出できるかを検討した。従属変数を FAC 改善の. 作業療法は全例に，言語聴覚療法は必要に応じて介入を. 有無，独立変数を SIAS および SIAS-m の変化量として，. 行った。. ROC curve analysis を用いて解析した。また，SIAS の. データの集計は患者名をコード化し，個人を特定でき. 比 較 対 照 と し て NIHSS score を SIAS と 同 様 に 解 析. ないように配慮した。本研究は後ろ向き研究であり，研. した。. 究実施にあたり新たなインフォームド・コンセントは実. 最 適 カ ッ ト オ フ 値 の 検 討 は，Classification and. 施していない。なお，本研究は製鉄記念八幡病院倫理委. Regression Trees（以下，CART）analysis を用いた. 員会の承認を得て実施した（承認番号 12-08）。. また算出されたカットオフ値における，感度・特異度・. 11）. 。. Likelihood ratio，事後確率をそれぞれ算出した。 2．評価項目. 統計ソフトは SPSS version 18.0 を使用し，危険率は. 調査項目は，年齢，性別，身長，体重，Body Mass. 5％とした。. Index（BMI）， 発 症 前 modified Rankin scale（ 以 下， mRS），併存疾患および既往歴（高血圧症，脂質異常症，. 結 果. 糖尿病，心房細動，慢性腎不全，閉塞性動脈硬化症，脳. 1．患者背景. 卒中，心血管疾患，認知症），主病名，脳梗塞臨床病型，. 脳卒中患者 508 例中，基準を満たした解析対象者は. 病 変 側， 入 院 時 National Institute of Health Stroke. 244 例であった（図 1）。患者背景を表 1 に示す。平均年. Scale（以下，NIHSS）score，退院転帰（自宅，回復期. 齢は 75.5 歳，男女比は 1：1 で，発症前 mRS は 0 – 1 が.
(3) 556. 理学療法学 第 42 巻第 7 号. 図 1 研究対象者フローチャート. 表 1 患者背景（1）. 年齢（歳） 性別（男性；%） 身長（cm）. 全例 （n=244）. 歩行能力改善群 （n=159）. 歩行能力非改善群 （n=85）. P値. 75.5 ± 11.2. 72.5 ± 11.9. 80.1 ± 8.1. <0.001. 126 例（51.6%）. 90 例（56.6%）. 36 例（42.4%）. 0.002. 158.5 ± 10.1. 153.9 ± 9.3. 0.002. 156.6 ± 10.0. 体重（kg）. 55.3 ± 13.0. 57.9 ± 13.9. 51.1 ± 10.7. <0.001. 2 BMI（kg/m ）. 22.3 ± 3.8. 22.9 ± 4.0. 21.5 ± 3.5. 0.006. mRS 発症前 0. <0.001 142 例（58.2%）. 110 例（69.2%）. 32 例（37.6%）. 1. 31 例（12.7%）. 18 例（11.3%）. 13 例（15.3%）. 2. 45 例（18.4%）. 22 例（13.8%）. 23 例（27.1%）. 3. 26 例（10.7%）. 9 例（5.7%）. 17 例（20.0%）. 191 例（78.3%）. 130 例（81.8%）. 61 例（71.8%）. 併存疾患（%） 高血圧症. 0.071. 脂質異常症. 93 例（38.1%）. 66 例（41.5%）. 27 例（31.8%）. 0.167. 糖尿病. 65 例（26.6%）. 42 例（26.4%）. 23 例（27.1%）. 0.537. 心房細動. 62 例（25.4%）. 35 例（22.0%）. 27 例（31.8%）. 0.095. 慢性腎不全. 17 例（7.0%）. 8 例（5.0%）. 9 例（10.6%）. 0.104. PAD. 11 例（4.5%）. 4 例（2.5%）. 7 例（8.2%）. 0.262. 脳卒中既往. 55 例（22.5%）. 29 例（18.2%）. 26 例（30.6%）. 0.028. 心血管疾患既往. 130 例（53.3%）. 81 例（50.9%）. 49 例（57.6%）. 0.317. 認知症既往. 39 例（16.0%）. 13 例（8.2%）. 26 例（30.6%）. <0.001. 主病名. 0.294. 脳梗塞. 173 例（70.9%）. 115 例（72.3%）. 58 例（68.2%）. 脳出血. 66 例（27.0%）. 41 例（25.8%）. 25 例（29.4%）. 5 例（2.0%）. 3 例（1.9%）. 2 例（2.4%）. くも膜下出血 脳梗塞臨床病型. 0.02. ラクナ梗塞. 15 例（8.7%）. 14 例（12.2%）. 1 例（1.7%）. アテローム血栓性. 33 例（19.1%）. 20 例（17.4%）. 13 例（22.4%）. 心原性脳塞栓症. 53 例（30.6%）. 29 例（25.2%）. 24 例（41.4%）. 分類不能. 72 例（41.6%）. 52 例（45.2%）. 20 例（34.5%）.
(4) 脳卒中治療効果判定ツールとしての SIAS の臨床的有用性. 557. 表 1 患者背景（2） 病変側. 0.036. 右. 95 例（38.9%）. 53 例（33.3%）. 42 例（49.4%）. 左. 125 例（51.2%）. 90 例（56.6%）. 35 例（41.2%）. 両側. 21 例（8.6%）. 15 例（9.4%）. 6 例（7.1%）. 不明. 3 例（1.2%）. 1 例（0.6%）. 2 例（2.4%）. FAC 7 日目. 1（0 – 3）. 2（0 – 3）. 1（0 – 2）. 0.087. 21 日目. 3（1 – 4）. 4（2 – 5）. 1（0 – 2）. <0.001. 入院時. 7.0（4.0 – 14.8）. 6.0（4.0 – 12.0）. 10.0（4.0 – 15.5）. 0.017. 7 日目. 6.0（3.0 – 11.0）. 5.0（3.0 – 9.0）. 9.0（4.0 – 16.0）. 0.001. 21 日目. 5.0（2.0 – 10.0）. 4.0（1.0 – 7.0）. 7.5（3.0 – 15.3）. <0.001. 7 日目. 57.5（35.3 – 68.8）. 62.0（43.0 – 69.0）. 45.0（23.5 – 65.5）. <0.001. 21 日目. 63.5（42.0 – 72.0）. 68.0（50.0 – 73.0）. 50.0（27.0 – 67.0）. <0.001. 7 日目. 16.5（5.3 – 22.8）. 18.0（10.0 – 23.0）. 10.0（0 – 20.3）. <0.001. 21 日目. 20.0（7.3 – 24.8）. 22.0（15.0 – 25.0）. 12.5（2.0 – 22.3）. <0.001. 7 日目. 35.0（10.0 – 65.0）. 50.0（16.3 – 68.8）. 20.0（0 – 45.0）. <0.001. 21 日目. 60.0（18.8 – 90.0）. 75.0（45.0 – 95.0）. 22.5（0 – 65.0）. <0.001. 運動. 33.0（14.0 – 56.0）. 43.0（19.5 – 62.0）. 23.0（13.0 – 41.5）. <0.001. 認知. 26.5（13.8 – 35.0）. 30.0（15.0 – 35.0）. 21.0（8.5 – 30.0）. <0.001. 合計. 62.0（31.8 – 88.0）. 70.0（39.0 – 96.5）. 44.0（21.5 – 68.0）. <0.001. 56.0（23.0 – 78.5）. 68.0（36.8 – 84.5）. 28.0（14.0 – 51.0）. <0.001. NIHSS score. SIAS. SIAS-m. Barthel Index. FIM 7 日目. 21 日目 運動 認知. 30.0（18.0 – 35.0）. 34.0（22.8 – 35.0）. 22.0（11.0 – 30.0）. <0.001. 合計. 85.0（45.0 – 113.0）. 100.0（64.8 – 118.3）. 51.0（25.0 – 83.0）. <0.001. Abbreviations：BMI；Body Mass Index，mRS；modified Rankin scale，FAC；Functional Ambulation Categories，NIHSS；National Institute of Health Stroke Scale，SIAS；Stroke Impairment Assessment Set， SIAS-m; Stroke Impairment Assessment Set-motor, BI；Barthel Index，FIM；Functional Independence Measure．. 173 例（70.9 ％） で あ っ た。 主 病 名 は 脳 梗 塞 が 173 例. 2．SIAS の反応性. （70.9％），脳出血が 66 例（27.0％）で，脳梗塞の内訳と. 解析対象者 244 例の SIAS の中央値は入院 7 日目，21. しては，分類不能型が 41.6％でもっとも多く，以下心原. 日目でそれぞれ 57.5（IQR，35.3 – 68.8）点，63.5（IQR，. 性 脳 塞 栓 症 が 30.6 ％， ア テ ロ ー ム 血 栓 性 脳 梗 塞 が. 42.0 – 72.0）点であった。NIHSS score の中央値は入院 7. 19.1％，ラクナ梗塞が 8.7％であった。病変側は右側が. 日 目 で 6.0（IQR，3.0 – 11.0） 点，21 日 目 で 5.0（IQR，. 95 例（38.9％），左側が 125 例（51.2％）で，3 例（1.2％）. 2.0 – 10.0）点であった（表 1）。解析対象者全例の SIAS，. は CT もしくは MRI で病変側の同定が不可能であった。. SIAS-m，NIHSS score，BI，FIM は 7 日目から 21 日目. 入 院 時 の NIHSS score の 中 央 値 は 7（interquartile. の比較では，すべての項目において有意に改善していた. range；以下，IQR，4.0 – 14.8）点であった。リハビリ. （p ＜ 0.001）。. テーション開始日の中央値は入院 1.0（IQR，1.0 – 2.0）. SRM は，SIAS で 0.61（95. 日で開始されており，離床開始日の中央値は入院 3.0. SIAS-m で 0.57（95 ％ CI，0.44 – 0.69） と 反 応 性 は い ず. （IQR，2.0 – 5.0）日であった。. ％ CI，0.49 – 0.74），. れも moderate で，NIHSS では 0.45（95％ CI，0.32 – 0.58） と反応性は small であった（表 2）。ADL 評価の SRM は BI 0.78（95％ CI，0.65 – 0.91），FIM の運動 0.84（95％.
(5) 558. 理学療法学 第 42 巻第 7 号. 表 2 入院 7 日目から 21 日目における SRM SRM. 95％ CI. 反応性. Z value. SIAS. 0.61. 0.49 – 0.74. Moderate. – 4.99. SIAS-m. 0.57. 0.44 – 0.69. Moderate. – 4.01. NIHSS. 0.45. 0.32 – 0.58. Small. – 2.74. BI. 0.78. 0.65 – 0.91. Moderate. – 4.11. FIM 運動. 0.84. 0.71 – 0.97. Moderate. – 5.57. 認知. 0.39. 0.26 – 0.52. Small. – 1.84. 0.84. 0.71 – 0.97. Moderate. – 5.66. 合計. Abbreviations：SRM；Standardized Response Mean，NIHSS；National Institute of Health Stroke Scale，SIAS；Stroke Impairment Assessment Set，SIAS-m; Stroke Impairment Assessment Set-motor, BI；Barthel Index，FIM；Functional Independence Measure． CI；Confidence Interval. 表 3 FAC クラス別の SIAS 合計点 7 日目. 21 日目. n. SIAS. n. SIAS. 4. 25. 70.0（68.0 – 71.0）. 52. 72.0（70.0 – 74.3）. 41. 70.0（67.0 – 74.0）. 3. 41. 66.0（62.0 – 71.0）. 31. 66.0（61.0 – 72.0）. 55. 64.0（58.0 – 71.0）. 2. 33. 58.0（49.0 – 69.0）. 1. 58. 45.5（35.5 – 58.3）. 61. 38.0（27.0 – 55.0）. 0. 65. 27.0（16.0 – 39.0）. 26. 19.0（13.5 – 34.8）. FAC 5. Abbreviations：FAC；Functional Ambulation Categories，SIAS；Stroke Impairment Assessment Set．. CI，0.71 – 0.97），認知 0.39（95％ CI，0.26 – 0.52），合計 0.84. に影響しない結果であった（Mann-Whitney U test，脳. （95％ CI，0.71 – 0.97）であり，反応性は FIM の認知項. 卒中；p = 0.686，認知症；p = 0.169）。脳卒中主病名に. 目のみ small で，それ以外は moderate であった。. 関しては，両群で差を認めなかったが，脳梗塞の病型分 類では，歩行能力が改善した群においてラクナ梗塞が多. 3．SIAS の MCID. く，心原性脳塞栓症が少ない結果で，病変側に関しては. FAC クラス別の SIAS 合計点を表 3 に示す。SIAS を. 右側病変が多かった。FAC，NIHSS score，SIAS，BI，. 従属変数，FAC を独立変数とした回帰分析の結果，入. FIM に関してはすべての項目で歩行能力改善した群で. 2 院 7 日目では R = 0.728，R = 0.530，B = 10.805，95％. 機能や ADL が良好であった。. CI；9.55 – 12.14，β = 0.728，p ＜ 0.001，21 日 目 で は R. 歩 行 能 力 改 善 の 有 無 を 従 属 変 数 と し た 際 の ROC. = 0.776，R = 0.602，B = 8.737，95％ CI；7.838 – 9.636，. curve analysis で は，SIAS の 判 別 精 度 は AUC = 0.70. 2. β = 0.776，p ＜ 0.001 であり，SIAS の合計点が高いほ. ［95％ CIs, 0.62 – 0.78］（p ＜ 0.001），SIAS-m の判別精度. ど歩行能力が高い傾向を示した。. は AUC = 0.65［95 ％ CIs, 0.58 – 0.72］（p ＜ 0.001），. 歩行能力の変化を図 2 に示す。歩行能力が改善した症. NIHSS score の 判 別 精 度 は AUC = 0.59［95 ％ CIs,. 例は 244 例中 159 例（65.2％）であり，改善を認めなかっ. 0.51 – 0.67］（p = 0.033）と，SIAS の変化量は，SIAS-m,. た症例は 85 例（34.8％）であった。歩行能力改善の有. NIHSS score の変化量と比して，歩行能力の改善を鋭敏. 無での背景因子の比較を表 1 に示す。歩行能力が改善し. に検出可能であった。また，CART 分析の結果，最適. た群の特徴は，改善しなかった群と比較して，若年で，. カットオフ値は 2 であり，SIAS の 2 点の改善が歩行能. 男性が多く，身長が高く，体重が重く，BMI が高く，. 力の改善と関連していた。このときの感度 76.7％（95％. 発症前の mRS が低値であった。既往歴に関しては，脳. CI；72.3 – 80.7）， 特 異 度 60.0 ％（95 ％ CI；51.8 – 67.5），. 卒中と認知症の 2 項目のみ歩行能力の改善した群で少な. 陽性尤度比 1.92（95％ CI；1.46 – 2.52），陰性尤度比 0.39. い傾向を認めたが，その他の既往症に関しては統計学的. （95％ CI；0.28 – 0.54）であった。また，事後確率は陽性. 有意差を認めなかった。また，今回の検討では脳卒中お よび認知症の既往の有無は，FAC で評価した歩行能力. 反応的中率 78.0％，陰性反応的中率 42.0％であった。.
(6) 脳卒中治療効果判定ツールとしての SIAS の臨床的有用性. 559. 図 2 FAC の推移 Abbreviations：FAC；Functional Ambulation Categories 太枠線内は歩行能力改善者を示す．. ていたが，平均年齢が 10 歳以上若く，その影響が強い. 考 察. と考えられる。また，Putten ら. 18）. の報告も対象者の平. 今回，脳卒中治療の効果判定ツールとしての SIAS の. 均年齢は 52 歳と若く，本研究と比較して ADL が良好. 有 用 性 を 検 証 す る こ と を 目 的 に，NIHSS score，BI，. な対象者であった。また，観察期間が 9 ～ 148 日と一定. FIM と比較して SIAS の反応性の検討，および SIAS が. でなかったことも，反応性に影響したと考えられた。. 改善することの臨床的意義を FAC との関連から検討を. SIAS の反応性に関しては，体幹機能評価を含めた. 行った。SIAS の反応性は moderate で，歩行能力が改. Trunk Impairment Scale の SRM は 0.94 と高いことが. 善するための SIAS の MCID は 2 点であった。. 報告されている. SIAS は本邦で多用されている評価指標であるが，脳. SRM は 0.61 と低く，腱反射や感覚障害などのリハビリ. 卒 中 患 者 に お け る 効 果 判 定 の 指 標 と し て，Barthel. テーション効果を反映しにくい項目の存在が影響したも. Index や FIM のように十分には検討がなされていなかっ. のと考えられる。今回，研究対象者に歩行自立者を含め. た。今回，SIAS の反応性を effect size の形で定量化し. なかったため，SIAS の点数が低い対象者が残りやすく，. た。あわせて，SIAS が改善することの臨床的意義を，. 反応しやすかった可能性がある。脳梗塞に関しては，ラ. 歩行能力改善を指標に検討した。その結果，SIAS は. クナ梗塞が少なく，アテローム血栓性脳梗塞や心原性脳. ADL 指標と同等の反応性を示し，SIAS の改善が歩行能. 塞 栓 症 が 多 か っ た。 ラ ク ナ 梗 塞 患 者 は 15 例 中 14 例. 19）. 。 こ れ と 比 較 し て， 今 回 SIAS の. （93.3％）で歩行能力が改善していた。脳梗塞の一般的. 力改善と関連していた。 SIAS の運動項目は経時的に改善すると報告されてお 3）. な病型内訳. 20）. とは分布が異なり，軽症者が少なかった。. ，その反応性は SRM で moderate であった。SIAS. これらのことから，今回の結果は脳卒中患者全体におけ. は SIAS-m と比較して反応性が高い結果であり，運動項. る SIAS の反応性を反映しておらず，SRM を過大評価. 目 以 外 の 項 目 も 改 善 を 示 し た と 考 え ら れ る。SIAS，. したものと考えられる。さらに，今回の解析対象者の退. SIAS-m ともに NIHSS score の small と比較すると反応. 院 転 帰 に 関 し て は 自 宅 退 院 が 32.0 ％， 回 復 期 病 院 が. 性は良好であった。NIHSS score は脳卒中の重症度評価. 59.0％であったが，これと比較して除外患者は自宅退院. に使用される評価ツールであることや，入院 7 日目の. が 75.8％，回復期病院が 12.1％であった（補遺 1）。こ. score を用いたことなどが反応性を低くさせたと考えら. のことも，脳卒中患者全体における SIAS の SRM を過. れ た。 ま た，BI や FIM と 比 較 す る と い ず れ も. 大評価していると考えられる。. moderate ではあるが，SIAS の反応性は低い傾向であっ. SIAS の MCID の検討に関して，SIAS の得点が高い. た。比較対照とした ADL 評価の SRM に関するこれま. ほど歩行能力が高くなる結果であった。さらに SIAS の. り. 17）. ，FIM の. 得点が向上することは，FAC で評価した歩行能力の改. であったと. 善と関連しており，その最適カットオフ値は 2 点であっ. 報告されており，今回の検討よりも反応性が高い傾向を. た。SIAS-m や NIHSS score と比較して，SIAS は歩行. での検討では，BI の反応性は 1.51. ，0.95. 18）. 反応性は運動 0.91，認知 0.61，合計 0.82 17）. 18）. は，脳卒中発症 14 日の BI 中. 能力の改善を抽出するために優れた指標であると考えら. 央値 30（IQR，15 – 55）点を対象に，発症 30 日にかけ. れる。しかし，その際の感度，特異度，likelihood ratio. ての検討をしており，本研究と BI や観察期間が類似し. は低い値であった。. 示していた。Hsueh ら.
(7) 560. 理学療法学 第 42 巻第 7 号. 補遺 1 退院転帰 全例（n=508）. 解析対象（n=244）. 除外者（n=264）. 自宅. 退院転帰. 278（54.7%）. 78（32.0%）. 200（75.8%）. 回復期病院. 176（34.6%）. 144（59.0%）. 32（12.1%）. 療養病院. 24（4.7%）. 15（6.1%）. 9（3.4%）. 施設. 21（4.1%）. 6（2.5%）. 15（5.7%）. 死亡. 9（1.8%）. 1（0.4%）. 8（3.0%）. 今回 FAC が 1 段階以上改善することを，SIAS の変 化量で説明できるかの検討を行ったが，SIAS の反応性 よりも ADL 項目の反応性が高い結果であった。これは， 歩行能力の改善に必要とされる要因が SIAS の項目で必 ずしも検出できなかったことを示唆するものと考えられ る。また，FAC が 1 段階以上改善することを一律に扱っ たことや，SIAS の評価項目には歩行能力の改善に関係 しないと考えられる失語などの項目も含まれていること もこの原因として考えられる。 研究の限界として，観察期間が短く，長期的な効果判 定ができていないこと。対象者数が少ないこと。理学療 法実施者と評価者が同一であること。歩行能力評価に人 的介助の必要性を評価した FAC を用いており，歩行自 立者を除外したために，歩行自立者における SIAS の有 用性を示せないこと。左側病変の方が右側病変より多 かったが，失語の影響を検討できていないことが挙げら れる。また，歩行能力を規定する要因や改善に寄与する 要因は多岐に渡ると考えられるが，今回の検討は様々な 要因による歩行障害者を対象者に含めたためにこれらを 明確にできず，歩行能力改善の原因を説明できないこと も本研究の限界である。そのため，今後は歩行能力の原 因や程度を統一させた患者において，どの機能が歩行能 力を改善させる要因なのかを検討し，これらの対象者に おける MCID の検討を行うことが必要であると考えら れる。 結 論 SIAS は入院 7 日目からの 2 週間で，NIHSS と比較し て反応性が高く，Barthel Index，FIM と同等の反応性 を示す指標であった。また，SIAS は点数が高いほど歩 行能力が高い指標であり，さらに SIAS が 2 点改善する ことは FAC で評価した歩行能力の改善と関連していた。 これらは SIAS を継続的に評価することで脳卒中治療 に伴う変化を検出可能なこと，また SIAS の改善が臨床 的 意 義 を 伴 っ て い る こ と を 示 し て い た。 そ の た め， SIAS が脳卒中治療効果判定ツールとして有用な評価指 標であり，経時的に評価を行い，反応性を確認する意義 のある指標であることが示唆された。. 文 献 1） 道 免 和 久： 脳 卒 中 片 麻 痺 患 者 の 機 能 評 価 法 Stroke Impairment Assessment Set（SIAS）の信頼性および妥 当性の検討（1）：麻痺側運動機能，筋緊張，腱反射，健側 機能．リハビリテーション医学．1995; 32: 113–122. 2） Tsuji T, Liu M, et al.: The stroke impairment assessment set: its internal consistency and predictive validity. Arch Phys Med Rehabil. 2000; 81: 863–868. 3） Liu M, Chino N, et al.: Psychometric properties of the Stroke Impairment Assessment Set (SIAS). Neurorehabil Neural Repair. 2002; 16: 339–351. 4） 日本脳卒中学会脳卒中ガイドライン委員会（編）：脳卒 中 治 療 ガ イ ド ラ イ ン 2015． 協 和 企 画， 東 京，2015，pp. 270–318. 5） Husted JA, Cook RJ, et al.: Methods for assessing responsiveness: a critical review and recommendations. J Clin Epidemiol. 2000; 53: 459–468. 6） Seki M, Hase K, et al.: Comparison of three instruments to assess changes of motor impairment in acute hemispheric stroke: the Stroke Impairment Assessment Set (SIAS)， the National Institute of Health Stroke Scale (NIHSS) and the Canadian Neurological Scale (CNS). Disabil Rehabil. 2014; 36: 1549–1554. 7） Jaeschke R, Singer J, et al.: Measurement of health status. Ascertaining the minimal clinically important difference. Control Clin Trials. 1989; 10: 407–415. 8） Hsieh YW, Wang CH, et al.: Establishing the minimal clinically important difference of the Barthel Index in stroke patients. Neurorehabil Neural Repair. 2007; 21: 233–238. 9） Beninato M, Gill-Body KM, et al.: Determination of the minimal clinically important difference in the FIM instrument in patients with stroke. Arch Phys Med Rehabil. 2006; 87: 32–39. 10） Lang CE, Edwards DF, et al.: Estimating minimal clinically important differences of upper-extremity measures early after stroke. Arch Phys Med Rehabil. 2008; 89: 1693–1700. 11） Tilson JK, Sullivan KJ, et al.: Meaningful gait speed improvement during the first 60 days poststroke: minimal clinically important difference. Phys Ther. 2010; 90: 196– 208. 12） Jorgensen HS, Nakayama H, et al.: Outcome and time course of recovery in stroke. Part II: Time course of recovery. The Copenhagen Stroke Study. Arch Phys Med Rehabil. 1995; 76: 406–412. 13） Jorgensen HS, Nakayama H, et al.: Outcome and time course of recovery in stroke. Part I: Outcome. The Copenhagen Stroke Study. Arch Phys Med Rehabil. 1995; 76: 399–405. 14） Jorgensen HS, Nakayama H, et al.: Recovery of walking.
(8) 脳卒中治療効果判定ツールとしての SIAS の臨床的有用性 function in stroke patients: the Copenhagen Stroke Study. Arch Phys Med Rehabil. 1995; 76: 27–32. 15） Huybrechts KF, Caro JJ, et al.: The prognostic value of the modified Rankin Scale score for long-term survival after first-ever stroke. Results from the Athens Stroke Registry. Cerebrovasc Dis. 2008; 26: 381–387. 16） Holden MK, Gill KM, et al.: Clinical gait assessment in the neurologically impaired. Reliability and meaningfulness. Phys Ther. 1984; 64: 35–40. 17） Hsueh IP, Wang CH, et al.: Comparison of psychometric properties of three mobility measures for patients with stroke. Stroke. 2003; 34: 1741–1745.. 18） van der Putten JJ, Hobart JC, et al.: Measuring change in disability after inpatient rehabilitation: comparison of the responsiveness of the Barthel index and the Functional Independence Measure. J Neurol Neurosurg Psychiatry. 1999; 66: 480–484. 19） Fujiwara T, Liu M, et al.: Development of a new measure to assess trunk impairment after stroke (trunk impairment scale): its psychometric properties. Am J Phys Med Rehabil. 2004; 83: 681–688. 20） Toyoda K: Epidemiology and Registry Studies of Stroke in Japan. J Stroke. 2013; 15: 21–26.. 〈Abstract〉. Usefulness of the Stroke Impairment Assessment Set in Stroke Patients: Standardized Response Mean and Minimal Clinically Important Difference. Ken-ichi KUMAGAE, PT, Kota YAMAUCHI, PT, Yuki KOBAYASHI, PT, Risa HAGIWARA, PT, Kimi IWAMATSU, PT, Yasuhiro KOYANAGI, PT, MS, Shigeru FUJIMOTO, MD, PhD, Satoshi SUZUKI, MD, PhD Steel Memorial Yawata Hospital Satoshi SUZUKI, MD, PhD Fukuoka Kieikai Hospital, Stroke Center. Purpose: This study aimed to determine the standardized response mean (SRM) and the minimal clinically important difference (MCID) for the Stroke Impairment Assessment Set (SIAS). Methods: The participants in this cohort study were 244 patients who were admitted to hospital and received rehabilitation because of stroke. Participants were assessed by the SIAS on the 7th and 21st day after admission, and responsiveness was assessed using the SRM. Improvement in ambulatory function was used to detect a clinically meaningful change. The MCID for the SIAS was estimated by the meaningful change. Results: The SRM and the MCID for the SIAS were estimated as 0.61 (95 % CI, 0.45 – 0.74) and an improvement in the score of 2, respectively. Conclusions: Responsiveness of the SIAS is moderate. Improvement in the SIAS score of 2 is related to the improvement of ambulatory function. Therefore, the SIAS is a useful assessment tool for stroke. Key Words: Minimal Clinically Important Difference, Standardized Response Mean, Stroke Impairment Assessment Set. 561.
(9)
図
関連したドキュメント
Effects of age on functional independence measure score gain in stroke patients in kaifukuki rehabilitation ward. Multivariate analysis of improvement and outcome
医薬品医療機器等法（以下「法」という。）第 14 条第１項に規定する医薬品
＊課題関連的訓練(task-related training)は，目的志向的訓練(task-oriented
infectious disease society of America clinical practice guide- lines: treatment of drug-susceptible
Protected Code Stroke: Hyperacute Stroke Management During the Coronavirus Disease 2019 (COVID-19) Pandemic. Temporary Emergency Guidance to US Stroke Centers During the
前項では脳梗塞の治療適応について学びましたが，本項では脳梗塞の初診時投薬治療に
大曲 貴夫 国立国際医療研究センター病院 早川 佳代子 国立国際医療研究センター病院 松永 展明 国立国際医療研究センター病院 伊藤 雄介
在宅医療の充実②（２４年診療報酬改定）
