回復期リハビリテーション病棟における脳卒中片麻痺患者の歩行自立までの期間予測
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(2) 回復期リハビリ病棟における脳卒中片麻痺患者の歩行自立期間予測. 装具作成時期，家庭訪問の日程，介護保険の申請時期な. 189. することは実際的ではないといわれている 16）. 15）. 。脳卒中. が報告してい. ど，退院までの計画立案が行いやすくなり，治療計画も. 患者の移動能力予後予測について桂ら. 立てやすくなると考える。また，理学療法士の臨床経験. るが，予後予測は他施設のデータが混じると一定の傾向. 年数の差による予測精度誤差を補填する意味でも有用と. が検出しにくくなる可能性が指摘されており，それぞれ. 考える。. の病院でもっとも適合する予後予測法を検討することが. 2 つ目は，ベンチマークを利用した医療の質の向上へ. 必要であると述べている。後藤ら. の活用. 6）. および在院期間短縮への活用である。近年，. 社会保障費の増大. 7）. が問題となっており，回復期リハ. ビリ病棟においても平均在院日数の短縮. 8）. の流れが加. 13）. は，回復期脳血管. 疾患患者の退院時 FIM の予測に関してステップワイズ 重回帰分析を用いて行っているが，各施設が施設独自の データベースに基づいて予測法を構築して活用すること. 速する可能性があり，早期歩行自立に向けたリハビリ. が，妥当性が高く実用的であると述べている。. テーション（以下，リハビリ）内容の見直しが必要と考. このような予測式の利用においては，予測式を得た集. える。Ada ら. 9）. は初発脳卒中患者 126 名を対象に，体. 団とは異なる患者集団における交差妥当性の検証が望ま 6）. ，交差妥当性について検討した報. 重免荷トレッドミル・トレーニング 20 分と通常の理学. しいとされているが. 療法 40 分を併用した併用群と，通常の理学療法 60 分を. 告は少なく，臨床応用が可能なものであるかの確認も不. 実施した通常群での効果検証をしており，歩行自立まで. 十分であるといわれている. の期間の中央値は併用群で 5 週間，通常群で 7 週間で. 中患者の機能的帰結について多変量解析を用いて予測す. あったと述べている。これは，介入方法の違いにより歩. ることは有効ではあるが，他施設のデータから得られる. 行自立期間が早まることを示唆している。歩行自立日を. 予測式を用いることは実際的ではなく，各施設が当該施. 予測し，予測日よりも早期の歩行自立獲得を目標にする. 設内で標準的に使用している評価方法を説明変数とし，. ことで，介入方法の見直しにつながり，医療の質の向上. 当該施設内での交差妥当性を確認したうえで活用してい. と在院期間の短縮につながる可能性があると考える。. くことが実用的であると考える。. 脳卒中片麻痺患者の歩行自立期間予測についての研究. そこで，歩行自立日数について根拠のある期間提示が. は，友田ら. 10）. によるワイブル加速モデルに基づく歩行 11）. 13）. 。以上のことから，脳卒. できること，および，得られた予測値を基準とし，歩行. らによる重回帰式が報告. 自立までの期間をいかに短縮するかという視点で臨床応. は説明変数として深部感覚障害. 用することを目標に，初発脳卒中片麻痺患者の回復期リ. の有無，認知症の有無，座位自立度，立位自立度を，大. ハビリ病棟入棟時評価のデータを用い，歩行自立が予測. 自立期間予測式や，大木ら されており，友田ら 木ら. 10）. 11）. は下肢 Brunnstrom recovery stage（以下，Br.. stage），病型（脳梗塞・脳出血）を挙げている。また， 12）. される患者の病棟歩行自立予測日数を求める重回帰式を 構築した。実際の臨床応用に向けては，重回帰式の構築. が脳卒中患者を. 対象となった患者とは入棟時期が独立した集団を対象. 対 象 に 重 回 帰 式 を 作 成 し て お り， 入 院 時 Functional. に，重回帰式による予測値と実測値を比較検証し，当該. Independence Measure（以下，FIM） ，Stroke Impair-. 病院内での交差妥当性について検証した。. 入院期間の予測については，Liu ら. ment Assessment Set 下肢遠位テストに併存疾患の数 と重症度を組み込むことで予測精度が向上したと報告し. 対象と方法. ている。このように，歩行自立期間の予測については，. 対象は 2013 年 1 月∼ 2015 年 8 月までに当院回復期リ. 現状では報告数が少なく，用いられる説明変数も報告者. ハビリ病棟に入棟した初発脳卒中患者の中で病棟歩行が. によって異なっている。報告されている予測式の使用に. 自立していない患者のうち，屋内歩行自立が予測され，. あたっては，発症からどの時点で使用すべきなのかとい. 実際に病棟歩行自立した患者（以下，第 1 期）とした。. う使用時期の問題や，当該病院で標準的に使用している. 対象の選定手順を図 1 に示す。対象からは，初発脳卒中. 評価方法が異なれば，予測式の使用が困難になる問題が. 患者 523 名から小脳梗塞・小脳出血の患者 28 名，整形. ある。. 疾患が要因で入院期間・歩行自立までの期間が長期化し. 先行研究では，脳卒中患者の機能的帰結について多変. た患者 2 名，再発患者 1 名を除外した。小脳梗塞・小脳. 6）13）14）. 出血の患者を除外した理由は，眩暈の影響によりリハビ. 臨床応用が進められている。しかし，発症から回復期リ. リが進まないなど，運動機能以外の要素が大きく影響す. ハビリ病棟へ入院するまでの期間や職員一人あたりの患. るからである。その中で，回復期リハビリ病棟入棟時に. 者数，急性期病院でのリハビリ治療内容，理学療法士・. 歩行が未自立であった 281 名のうち，屋内歩行自立が予. 作業療法士・言語聴覚士の人数，リハビリ実施単位数，. 測され，実際に自立した患者を診療録から後方視的に調. 回復期リハビリ病棟での治療アプローチなど，各病院に. 査した。当院では担当者の臨床経験年数の差などによる. よって異なるため，他施設で得られた予後予測法を利用. 自立判断の差が生じないよう臨床経験年数の異なる 3 ∼. 量解析を用いて求める研究が報告されており. ，.
(3) 190. 理学療法学 第 46 巻第 3 号. 図 1 対象患者フロー図. 4 名のチーム制をとっており，歩行自立の可否予測は， 1）. が増加した患者 1 名であった。自立予測ではなかったが. 二木による予測法 ，年齢，画像所見，発症前の日常生. 自立した患者 3 名および自立度判断が困難だったが自立. 活活動（Activities of daily living：以下，ADL）の自立. した患者 4 名は，歩行自立が予測されるという条件に合. 度，認知機能，高次脳機能障害，作業療法士による認知. 致しなかったため除外した。これは，歩行自立が予測さ. 機能と高次脳機能障害の改善見通しなどを基に，チーム. れる患者に対しての予測式を構築するためであり，歩行. 内での検討を経て担当者が判断した。さらに，その判断. 自立の予測がなされない患者を対象にすると，適用基準. の妥当性は経験年数 10 年以上の理学療法管理者による. が規定できなくなるためである。なお，自立予測ではな. 確認も加えた。その結果，屋内歩行自立が予測された患. かったが自立した患者 3 名の理由は，運動無視症状が著. 者は 64 名であり，その中で実際に自立した患者 60 名（男. 明であったが改善した患者 1 名，重度失語症を認めてい. 性 47 名，女性 13 名，脳梗塞 43 名，脳出血 17 名）が対. たが危険判断が可能であった患者 2 名であった。自立度. 象となった。なお，自立予測であったが自立に至らな. 判断が困難だった患者の理由は，運動麻痺は軽度だが左. かった 4 名の理由は，注意機能低下により危険判断困難. 半側空間無視，注意障害などの高次脳機能障害が主体の. であった患者 3 名，麻痺側肩の痛みに対して疼痛治療剤. 患者 2 名，せん妄や不穏などの症状が強く，細かな評価. （リリカカプセル）内服により傾眠増強し，転倒リスク. が困難な患者 1 名，なんらかの理由で覚醒が低い患者 1.
(4) 回復期リハビリ病棟における脳卒中片麻痺患者の歩行自立期間予測. 191. 名であった。. FIM，認知 FIM と定義した。ベッド・椅子・車椅子へ. 解析は，年齢，病型（脳出血・脳梗塞），発症から回. の移乗，移動（歩行），階段は担当理学療法士が評価し，. 復期リハビリ病棟入棟時までの日数（以下，入棟日数），. それ以外の項目は担当作業療法士が評価した。ただし，. 上下肢 12 段階片麻痺回復グレード，FIM の運動項目（以. 排泄コントロールはリハビリ場面だけでの評価は困難な. 下，運動 FIM），認知項目（以下，認知 FIM） ，日常生. ため，看護記録を基に担当作業療法士が評価した。. 17）. を説明変数，入棟日から病棟歩行自立ま. 歩行自立の判断基準は，6 時起床後から消灯 21 時ま. での日数（以下，実測日数）を目的変数としたステップ. での時間帯で，歩行補助具（杖，歩行車など）や装具を. ワイズ重回帰分析（変数増減法）を用い，病棟歩行自立. 使用して，あるいは歩行補助具なしの状態で対象者が病. 活機能評価. 17）. は，急. 棟内をひとりで安全かつ安定して歩行が遂行できること. 性期病院の「重症度・看護必要度評価表」の B 項目を. （FIM 6 点 以 上 ） と し た。 病 棟 自 立 の 範 囲 は 全 周 約. 利用して「日常生活機能評価表」として，平成 20 年か. 100 m の範囲内とし，居室からトイレ，デイルームまで. ら回復期リハビリ病棟の評価として使用されている。. の移動または病棟全範囲とした。病棟歩行自立日は，上. 重回帰式を作成する際，理論的には順序尺度や名義尺. 記基準の基，担当理学療法士が病棟歩行自立可能と判断. 度のデータは適用できない。しかし，名義尺度データを. して自立とした日，あるいは，時間帯や注意力低下によ. 入れなければならないときもあるが，どこまで許容され. る歩行状態の変化が懸念され，担当理学療法士だけでの. 日数の重回帰式を求めた。日常生活機能評価. 18）. ，本研. 判断が困難な場合は，看護師・介護福祉士による実生活. 究では名義尺度データは最低限のひとつとした。上下肢. 場面での評価結果も含め，担当理学療法士および看護. 12 段階片麻痺回復グレード，FIM，日常生活機能評価. 師・介護福祉士ともに病棟歩行自立が可能と判断し，実. は順序尺度であるが，順序尺度データであっても慣習的. 際に自立となった日とした。なお、トイレまでの自立歩. に比率・間隔尺度のデータとして扱っている場合，それ. 行など限られた範囲までの自立から，退院までに病棟内. るかは明確な知見がないのが現状であるため. 18）. 。ステップワ. 全範囲自立に拡大された場合，病棟内全範囲歩行が自立. イズ重回帰分析を使用した先行研究では説明変数として. した日を病棟歩行自立日とした。これは，退院が可能な. に従ってもかまわないといわれている FIM. 6）11）13）19）. 回復グレード. ，Br. stage. 11）20）. ，上下肢 12 段階片麻痺. 21）. ，National Institutes of Health Stroke. 6） 6） Scale（以下，NIHSS） ，Glasgow Coma Scale ，Func19）. レベルに近い歩行自立期間を求めることで，入院期間の 目安を出しやすくするためである。 病型は名義尺度のためダミー変数に変換した（脳梗塞. などを使用した研究. 0，脳出血 1）。多重共線性を確認するため，Spearman. がある。いずれの評価指標も順序尺度であり，ひとつの. の順位相関係数を用いて各説明変数間の相関係数を求. 評価項目の段階数が 3 ∼ 12 と幅広く，Br. stage のよう. め，相関係数の絶対値 ¦r が 0.9 以上となる変数がない. に 6 段階評価で完結するものや，FIM のように各項目. か確認した。また，得られた重回帰式の説明変数におい. の合計点で評価するものなど様々である。順序尺度を間. て，分散インフレ係数（variance inflation factor）≧ 10. 隔尺度と類似したデータとして扱う明確な基準はない. となる変数がないか確認した。得られた重回帰式の適合. が，先行研究にて順序尺度の評価指標を間隔尺度データ. 度評価には自由度調性済み重相関係数の 2 乗での判定を. として扱っていることから，慣習的に間隔尺度として使. 行った。得られた重回帰式から歩行自立までの予測日数. 用されていると判断し，FIM，上下肢 12 段階片麻痺回. を算出し，実測日数と予測日数との差（残差）を求め，. 復グレード，日常生活機能評価を間隔尺度データとして. 差の検定にウィルコクソンの符号付順位和検定を用い. 採用した。上下肢 12 段階片麻痺回復グレード，FIM は. た。説明変数が正規分布しない場合，変数変換としてべ. 回復期リハビリ病棟入棟後，1 週間以内に評価した値を. き乗変換（対数変換）をする場合もあるが，変換後の. 使用した。FIM は本来，している ADL を評価する方法. データの平均や標準偏差を解釈できない，他変数への交. である。しかし，訓練室で歩行が可能であっても病棟で. 互作用が発生する可能性があるなど問題が指摘されてお. の歩行許可を出していなければ車椅子介助となるため，. り，ひとつの説明変数が正規分布するかを確認するより. 実際の移動能力を反映しない場合がある。たとえば，実. も，残差が正規分布するかを確認するほうが重要である. 際の能力上は歩行 FIM 4 点であっても，歩容の問題で. といわれている. 歩行許可を出していなければ FIM 1 点となり，実際に. るデータは運動 FIM のみであったため，残差の正規性. FIM 1 点の介助量の患者と点数は同じでも，身体機能上. の確認をシャピロ・ウィルク検定にて行った。. は乖離が生じてしまう。このような乖離を防ぐために本. 次に，2015 年 9 月∼ 2016 年 10 月までに当院回復期. 稿では，理学療法および作業療法のリハビリの中で，理. リハビリ病棟に入棟した初発脳卒中患者で歩行が自立し. 学療法室および作業療法室，病棟で発揮される機能的自. ていない患者のうち，屋内歩行自立が予測され，実際に. 立度を FIM の採点基準を用いて評価し，その値を運動. 病棟歩行が自立した患者 19 名（男性 13 名，女性 6 名，. tional Ambulation Classification. 22）. 。本研究では説明変数で正規分布す.
(5) 192. 理学療法学 第 46 巻第 3 号. 表 1 対象者の属性と機能評価結果 第 1 期 (n=60). 第 2 期 (n=19). 73.4 ± 11.4. 69.8 ± 11.6. 性別（男性，女性：人）. 47，13. 13，6. 病型（脳梗塞，脳出血：人）. 43，17. 14，5. 病巣（右，左：人）. 31，29. 12，7. 失語（あり，なし：人）. 10，50. 1，18. 入棟までの日数（日）. 21.3 ± 9.1. 19.2 ± 6.2. 実測日数（日）. 38.3 ± 26.5. 29.9 ± 25.2. 予測日数（日）. 37.6 ± 22.1. 32.8 ± 19.9. 残差（日）. 0.03 ± 15.4*. ‒2.9 ± 15.7. 在院日数（日）. 86.3 ± 32.1. 85.5 ± 25.4. 在棟日数（日）. 年齢（歳）. 66.3 ± 29.1. 66.3 ± 23.6. 1 日あたりリハビリ実施総単位数. 6.8 ± 1.3. 6.6 ± 0.9. 1 日あたり理学療法実施単位数. 3.1 ± 0.8. 2.9 ± 0.6. 上肢グレード. 8.9 ± 3.2（10）. 9.8 ± 2.7（11）. 下肢グレード. 9.3 ± 2.3（9）. 9.8 ± 1.9（9）. 運動 FIM（点）. 62.6 ± 12.8. 65.7 ± 12.2. 認知 FIM（点）. 29.1 ± 5.6. 30.2 ± 6.0. 日常生活機能評価（点）. 5.1 ± 2.6. 3.6 ± 2.5**. 数値は平均値±標準偏差，上下肢グレード（ ）内は中央値を表示． 第 1 期，第 2 期残差の検定はウィルコクソンの符号付順位和検定による解析． 第 1 期残差の正規性の検定はシャピロ・ウィルク検定による解析． 第 1 期・第 2 期の比較は年齢， 予測日数，残差，運動 FIM が 2 標本 t 検定，それ以外はマン・ ホイットニー検定による解析． *：p ＝ 0.96（シャピロ・ウィルク検定）， **：p ＜ 0.05（マン・ホイットニー検定）. 脳梗塞 14 名，脳出血 5 名，以下，第 2 期）を対象に，. 1．病棟歩行自立までの重回帰式. 得られた重回帰式を用いて予測日数を算出した。対象者. 第 1 期対象者の各説明変数間で相関係数の絶対値 ¦r. の実測日数を調べ，得られた予測日数と実測日数との差. が 0.9 以上となるような変数は認めなかった（表 2）。重. を求めた。差の検定にはウィルコクソンの符号付順位和. 回帰分析の結果を表 3 に示す。ステップワイズ重回帰分. 検定を用いた。さらに，予測日数と実測日数間の相関係. 析の結果，下肢グレード，運動 FIM が採択され，両変. 数を Spearman の順位相関係数を用いて求めた。また，. 数とも分散インフレ係数＝ 1.075 であった。得られた重. 第 1 期と第 2 期の間の患者属性やリハビリ実施単位数に. 回帰式は，予測日数＝ 163.509 ＋下肢グレード×（‒ 6.052）. 大きな差があると，重回帰式の交差妥当性が低下する可. ＋運動 FIM ×（‒ 1.109）であった（p ＜ 0.001） 。自由度. 能性があるため，両群の差の検定に 2 標本 t 検定および. 調整済み重相関係数の 2 乗は 0.66 であった。実測日数. マン・ホイットニー検定を用いて有意差の有無を調べ. は 38.3 ± 26.5 日，予測日数は 37.6 ± 22.1 日となり，実. た。なお，担当者が予測日を知ることによるバイアスが. 測日数と予測日数との間に有意差は認めなかった。残差. かからないよう，事前に予測日数は算出せずに行った。. は 0.03 ± 15.4 日となり，残差の正規性の検定の結果，. 統計処理は R2.8.1 を用いた。本研究はヘルシンキ宣言. 正規性が確認された（p 値＝ 0.96）。残差のヒストグラ. に基づき計画し，新さっぽろ脳神経外科病院倫理委員会. ムを図 2 に示す。. の承認を得て行った（2017 年 4 月 26 日承認）。 結 果. 2．重回帰式の交差妥当性 第 2 期対象者の属性と機能評価結果を表 1 に示す。第. 第 1 期と第 2 期対象者の属性と機能評価結果を表 1 に. 1 期， 第 2 期 の 順 で， 年 齢 73.4 ± 11.4 歳，69.8 ± 11.6. 示す。第 1 期と第 2 期対象者の各項目においては，日常. 歳となり，有意差を認めなかった。重回帰式に関連する. 生活機能評価に有意差を認めたが，それ以外の項目にお. 下肢グレードは第 1 期 9.3 ± 2.3（中央値 9） ，第 2 期 9.8. いては有意差を認めなかった。. ± 1.9（ 中 央 値 9）， 運 動 FIM は 第 1 期 62.6 ± 12.8 点， 第 2 期 65.7 ± 12.2 点となり，有意差は認めなかった。.
(6) 回復期リハビリ病棟における脳卒中片麻痺患者の歩行自立期間予測. 193. 表 2 第 1 期対象者 説明変数間の相関係数 年齢. 病型. 入棟日数. 上肢 グレード. 下肢 グレード. 運動 FIM. 病型. ‒ 0.44. 入棟日数. ‒ 0.14. 0.16. 0.38. ‒ 0.09. ‒ 0.19. 下肢グレード. 0.33. ‒ 0.01. ‒ 0.13. 0.78. 運動 FIM. 0.08. ‒ 0.32. ‒ 0.11. 0.41. 0.24. 認知 FIM. ‒ 0.15. ‒ 0.24. 0.02. ‒ 0.07. ‒ 0.30. 0.42. 日常生活 機能評価. 0.09. 0.30. ‒ 0.002. ‒ 0.25. ‒ 0.09. ‒ 0.60. 上肢グレード. 認知 FIM. ‒ 0.63. Spearman の順位相関係数による解析. 表 3 重回帰分析の結果 偏回帰係数. 標準偏回帰係数. 分散インフレ係数. 下肢グレード. ‒ 6.052. ‒ 0.506. 1.075. 運動 FIM. ‒ 1.109. ‒ 0.526. 1.075. 定数. 163.509. ステップワイズ重回帰分析（変数増減法）による解析． 自由度調整済み重相関係数の 2 乗：0.66. p ＜ 0.001. 図 2 残差ヒストグラム. 日常生活機能評価は第 1 期 5.1 ± 2.6 点，第 2 期 3.6 ± 2.5 点となり，第 1 期が有意に高い結果となった（p ＜ 0.05） 。 入棟までの日数，1 日あたりリハビリ実施総単位数，1. 図 3 第 2 期 実測日数と予測日数の相関 Spearman の順位相関係数による解析． r ＝ 0.80，p ＜ 0.001. 日あたり理学療法実施単位数を含めたその他の項目に関 しては有意差を認めなかった。第 2 期対象者の重回帰式 か ら 算 出 し た 予 測 日 数 は 32.8 ± 19.9 日， 実 測 日 数 は. ては下肢グレード，運動 FIM が採択された。自立が予. 29.9 ± 25.2 日となり，予測日数と実測日数に有意差は. 測された時点で認知機能はある程度良好な場合が多く，. 認めなかった。実測日数と予測日数との相関係数は 0.80. 自立までの期間については下肢の麻痺の程度を含めた運. （p<0.001）と高い相関を示した（図 3）。 考 察. 動機能がより重要であることが示唆された。 先行研究で友田ら. 10）. は，ワイブル加速モデルに基づ. く歩行自立までの期間予測式を求めており，説明変数と. 1．重回帰式について. して深部感覚障害の有無，認知症の有無，座位自立度，. 重回帰式の自由度調整済み重相関係数の 2 乗は 0.66. 立位自立度を挙げている。感覚障害の定量的評価として. であり，重回帰式の精度は高いと考える。説明変数とし. は Fugl-Meyer assessment. 23）. の感覚項目，座位や立位.
(7) 194. 理学療法学 第 46 巻第 3 号. バランスについては Berg balance scale（以下，BBS）. とっては病棟歩行自立日の基準として，それ以外の理学. があり，いずれの評価法も妥当性・信頼性が確認されて. 療法士にとっては，できるだけ予測日よりも早く自立す. いる. 24）. 。仁木. 1）. のモデルによれば，発症 2 週時で介助. るにはどうしたらいいのか，という視点での運用も可能. なしでベッド上の起座・座位保持可能であれば歩行自立. と考える。. が可能であり，大部分が 2 ヵ月以内に自立するとしてい. 本研究の限界として，対象選定の独自性と他施設での. 3）. は歩行自立予後予測においては座位での. 追試が困難なことが挙げられる。対象選定の条件である. 踏み込み運動の可否が重要であるとしており，歩行時に. 屋内歩行自立が予測される患者であるが，歩行自立の予. 不可欠な動的バランス能力因子である体幹の回転運動制. 測方法について統計学的な解析に基づいているわけでは. 御機構と，下肢の立脚支持機能を座位場面で類推できる. なく，当該病院独自の方法である。実際，対象の選定に. る。坂本ら. と述べている。また，平野ら. 25）. は重度脳卒中片麻痺患. おいて，自立予測であったが未自立にとどまった患者，. 者の退院時歩行能力に影響する因子を検討し，年齢，体. 自立予測ではなかったが自立した患者，自立度判断が困. 幹機能が歩行予後にかかわると報告している。藤野. 難であったが自立した患者を一定数認めた。要因として. 14）. は，急性期脳卒中患者を対象に，退院時の歩行自. は，注意機能や失語など高次脳機能障害による歩行自立. 立 度 に 関 連 す る 要 因 を 判 別 分 析 に て 分 析 し，Trunk. への影響を正確に予測できていないことが示唆され，高. Control Test（以下，TCT） ，脳卒中運動機能障害重症. 次脳機能障害を合併する患者の歩行自立度予後予測の精. ら. 度スケール（Japan Stroke Scale Motor Function） ，疾. 度を高めることが課題と考える。. 患名，年齢が関連したと報告している。このように，歩. また，対象患者の発症から入棟までの期間，リハビリ. 行自立期間および歩行自立予後に関連する要因として，. 提供単位数は各病院・施設によって異なり，病棟歩行自. 感覚障害，体幹機能，座位・立位自立度などの関与が示. 立を許可する判断基準も当該病院独自の基準である。以. 唆されている。今回の対象者は座位まで自立の患者が. 上のことから，本研究で得られた重回帰式を当該病院以. 26）. や臨床的体幹機能. 外で適用することは困難である。しかし，各病院・施設. 検査（Functional Assessment for Control of Trunk：以. が独自のデータと適用基準のもと，病棟歩行自立までの. 47 名と大多数であったが，TCT 27）. での評価は実施していない。また，立位. 重回帰式を構築し，臨床応用することが可能であること. でのバランス評価，感覚障害の定量的評価は実施してい. が示唆され，このような取り組みの普及をめざすための. な い。 先 行 研 究 の 報 告 を 考 慮 す る と， 今 後 は TCT，. 資料になり得ると考える。. 下，FACT）. FACT などの体幹機能を反映する評価指標や，FuglMeyer assessment 感 覚 項 目 や BBS な ど， 感 覚 障 害，. 結 論. バランス機能を反映する評価指標を用いた重回帰式の検. 屋内歩行自立が予測される初発脳卒中片麻痺患者の病. 討も必要と考える。. 棟歩行自立予測日数を求める重回帰式を構築した。重回 帰式の説明変数には下肢 12 段階片麻痺回復グレード，. 2．重回帰式の交差妥当性と臨床応用に向けて. 運動 FIM が採択され，重回帰式は高い適合度を示した。. 得られた重回帰式を臨床応用していくためには，異な. また，当該病院において重回帰式構築のために適用した. る集団における交差妥当性を検討する必要がある。第 2. 集団とは入棟時期が独立した集団に対し，今回得られた. 期対象者の重回帰式での予測日数と実測日数を比較した. 重回帰式を適用した結果，実測日数と予測日数に有意差. 結果，有意差は認めず相関は高かった。第 1 期と第 2 期. はなく，高い相関を示したことから，当該病院の対象に. の年齢，入棟までの期間，リハビリ実施単位数に関して. おいて重回帰式の交差妥当性が示唆された。当該病院で. も有意差を認めず，第 1 期と第 2 期のリハビリ提供体制. のデータを用いて病棟歩行自立までの重回帰式を構築す. に有意差はない。そのうえで，予測日数と実測日数に有. ることは可能であり，交差妥当性が示唆されたことから，. 意差がなく，相関が高かったことを考えると，当該病院. 当該病院での臨床応用が可能であることが示唆された。. の対象において交差妥当性は支持されたと考える。 今後の臨床応用方法は，回復期リハビリ病棟入棟時の 評価で屋内歩行自立が予測される初発脳卒中片麻痺患者 に対して，重回帰式から病棟歩行予測自立日を算出す る。その予測日を担当理学療法士だけではなく，医師， 作業療法士，言語聴覚士，看護師，医療ソーシャルワー カーなど他の医療専門職に提示することで，屋内歩行自 立が予測される患者の退院時期の予測に活用できると考 える。また，臨床経験が浅い 1 ∼ 3 年目の理学療法士に. 利益相反 本研究において開示すべき利益相反はない。 文 献 1）二木 立：脳卒中リハビリテーション患者の早期自立度予 測．リハ医学．1982; 19: 201‒223． 2）石神重信，岡田恒夫：我々が用いている脳卒中の予後予測 Ⅴ．臨床リハ．2001; 10: 326‒330. 3）坂本宗樹，結城俊也：急性期脳卒中者に対する二木，石神，.
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