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松杉昭吉,谷圭助,Tamaru Yoshiki, Yoshioka Nami, Yamashita, Nobuhiko Mori, Kosuke Oku, Ikeda Masashi, Kiyoshi Nagano, "使用家庭护理评分预测回家的可行性",康复研究与实践, 卷。2015, 文章的ID501042, 6 页面, 2015. https://doi.org/10.1155/2015/501042
使用家庭护理评分预测回家的可行性
摘要
目的.本研究的目的是评估家庭护理评分(HCS),它是由日本厚生省在1992年开发的,是否有助于预测家庭护理的可取性。方法.对居住在家中和辅助生活设施的受试者进行分析。采用二项logistic回归分析,采用年龄、性别、功能独立测量得分和HCS,并进行受试者工作特征曲线分析。结果/结论.回归方程只选取HCS。受试者工作特征曲线分析显示,HCS的曲线下面积(0.9)、灵敏度(0.82)、特异度(0.83)和阳性预测值(0.84)均高于功能独立测量,提示HCS是家庭护理可行性的有力预测指标。临床意义.在HCS中,需要对被试提供的护理状况和日常生活活动进行综合测量,以预测家庭护理的可取性。
1.介绍
功能独立性测量(FIM)常用于预测康复后日常生活活动能力(ADL) [1- - - - - -6]及住院后回家的明智性[7- - - - - -9].FIM总分变化1分,相当于每天另一人帮助大约2分钟[10,因此,FIM总分反映了患者所需的护理数量。换句话说,FIM通常可以用来确定患有障碍的人在住院后是否可以回家或必须去辅助生活设施[11].另一方面,在某些情况下,即使FIM得分较低,患有障碍的人仍然可以回家,如果有共同家庭成员的足够支持[7,8].因此,患者能否回到自己的家,不仅取决于其日常生活能力,还取决于共同居住的家庭成员能否提供可用的支持。
为全面衡量护理支持条件和ADL能力,日本厚生省研究小组于1992年制定了家庭护理评分(HCS)(见附录)。在日本老年人家庭护理相关研究的基础上,提取了决定影响家庭护理可取性的因素。换句话说,HCS是基于护理提供者的条件,包括:(1)护理提供者的健康;(2)护理提供者的可用性;(3)替代护理提供者的可用性;(4)护理提供者的动机;家庭/家庭环境,包括(5)卧室的可用性,(6)出租房屋或自有住房,(7)家庭收入和预期的公共养老金;(8)患者的一般情况,包括(A)进食、(B)洗澡、(C)转移、(D)穿衣服和(E)上厕所的能力;(F)口头沟通技巧,(G)心理状态,(H)健康状况,(I)动机(附录)。
Miyamori和Okajima报告说,出院时的HCS可以预测日本家庭护理的可取性[12].然而,目前尚不清楚使用家居护理评估系统预测居家护理是否可取的准确性是否高于使用年龄等其他预测因子[13- - - - - -15)、性别(16]、同时居住的住户人数[9,17]和FIM [7- - - - - -9].因此,本研究的第一个目的是利用包括HCS在内的各种预测因素,计算出一个高精度的logistic回归方程来预测家庭护理的可取性。此外,我们还研究了仅使用HCS的预测精度是否高于仅使用FIM的预测精度,以确定哪一种回家预测因子最强大[7- - - - - -9],使用受试者工作特性(ROC)分析。
此外,日本自2000年引进长期护理保险后,护理系统的情况发生了很大变化,患者对护理的需求增加了[18],以及现有的护理服务[19].因此,即使患者的日常生活能力有限,住院患者现在也可以从其家人以外的供应商获得综合护理服务。相反,家庭人数减少,由其他长者照顾长者的次数增加[20.],显示家庭提供的照顾服务有所减少。因此,家居护理服务的最佳分界点可能已由先前报道的11个分界点改变[12].考虑到这一点,本研究的第二个目的是调查HCS确定家庭护理可取性的最佳分界点。
2.方法
这项研究于2014年4月在日本大阪进行。入选标准如下:(1)研究对象已经从医院出院6个多月前研究,(2)受试者收到认证对长期护理,和(3)受试者知情同意参加本研究作者的所有患者中与2014年4月有关。排除标准为(1)出院后在家接受护理少于6个月的受试者;(2)缺少临床人口统计学数据的受试者,包括年龄、性别、潜在疾病、需要护理前同住者人数、FIM评分和HCS。共有148名老年人符合上述所有标准,并纳入我们的分析。
为了检验HCS和FIM对家庭护理可取性的有效性,我们使用了已知组方法,根据居住地的特征将受试者分为两组,即家庭和设施。包括住在家中由家人照顾的受试者76人(男性38人,女性38人)和住在辅助生活设施的受试者72人(男性36人,女性36人)。前者被定义为家庭护理组,后者被定义为设施护理组。
回顾性评估临床人口学参数,包括年龄、性别、潜在疾病和需要护理前的同居者人数。获得被试同意后测量FIM评分和HCS评分。所有数据均由负责受试者的物理治疗师或职业治疗师收集。
采用FIM评估各组ADL能力。获得HCS是为了衡量家庭在家中照顾受试者的能力。为获得保健服务评估的因素包括护理提供者的可获得性;护理提供者的健康状况和积极性;可获得的替代护理提供者;家庭收入、卧室可用性和家庭环境;病人的一般情况,包括进食和洗澡的能力;以及患者的转移状态、语言沟通能力、精神状态、医疗状况和动机(附录)。
采用单样本Kolmogorov-Smirnov检验为正态分布后,进行-检验,评估家庭护理组与设施护理组的平均年龄差异。采用Mann-Whitney检验评估两组间FIM评分和HCS中位数差异。采用0.05的alpha水平进行统计分析。
进一步,通过逐步二项logistic回归分析,确定是否可以根据受试者的年龄、性别、FIM评分和HCS预测以家庭为基础的居家护理的可取性;再次,alpha水平被设置为0.05进行统计分析。为了确定FIM和HCS的最佳临界值,进行了ROC分析。对每个可能的截断点确定敏感性和特异性。计算各ROC曲线的曲线下面积(AUC)。从Youden获得最优截止点指数(最大(敏感性+特异性−1))和ROC曲线最接近的点(0,1),这是计算的最小值的平方根((1−灵敏度)(1−灵敏度)]+[(1−特异性)(1−特异性)]。约登指数越大,到(0,1)的距离越小,精度越高[21].最后,对两组相关ROC曲线进行DeLong检验,以确定HCS与FIM的auc是否存在差异。所有的统计分析都使用R(版本2.13.0;统计计算R基金会,维也纳,奥地利)。
Shijonawate学园大学伦理委员会批准了所有的研究方案,研究是按照赫尔辛基宣言进行的。为了确保受试者的匿名性,患者信息被完全编码。
3.结果
表格1表现出家庭护理和设施护理群体的主体特征。家庭护理组和设施护理组患者的平均年龄(±标准差)分别为74.2±10.8岁和77.7±10.6岁。两组间年龄无显著差异(,,).家庭护理组和设施护理组FIM评分中位数(±四分位偏差)分别为92.5±58和40.5±23.75。Mann-Whitney测试显示,家庭护理组的FIM评分显著高于设施护理组(,).家庭护理组和设施护理组的HCS中位数分别为13±11和7±4,Mann-Whitney检验显示,家庭护理组的HCS显著高于设施护理组(,)(图1).
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| FIM:功能独立性度量;HCS,家庭护理评分。 |
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(一)
(b)
采用逐步二项式logistic回归分析,发现唯一重要的参数是HCS,随后将其纳入logistic回归方程(,优势比= 1.64,95%置信区间= 1.40-1.92)。相关系数为0.70,回归系数为0.49(似然比= 84.7,,).
以HCS评分的不同分界点(约登指数、ROC曲线到点(0,1)的距离、敏感性、特异性、阳性预测值)进行受试者识别的ROC曲线分析结果如表所示2.图中的ROC曲线2基于HCS和FIM评分数据构建。HCS和FIM评分的auc分别为0.9和0.74。DeLong检验显示,HCS的AUC明显大于FIM的AUC。HCS和FIM的最佳分界点分别为11和48。选取HCS和FIM的最大约登指数分别为0.65(敏感性= 0.82,特异度= 0.83)和0.39(敏感性= 0.82,特异度= 0.57)。利用这些最佳分界点,HCS和FIM的阳性预测值分别为0.84和0.67。
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4.讨论
使用年龄、性别、FIM评分和HCS计算的二项式logistic回归方程预测家庭护理的可取性,结果只有HCS具有显著性,并被选为参数。此外,中华民国的AUC的高碳钢明显大于FIM得分,表明高碳钢的预测精度高于FIM得分,以前也被证明是一个明智的家庭护理的重要因素7- - - - - -9].如果AUC在0.7 ~ 0.9之间,则认为区分性能一般,如果AUC大于0.9,则认为区分性能高[22].本研究中FIM的ROC曲线下面积(AUC)为0.74,HCS的ROC曲线下面积(AUC)为0.9。基于这些发现,FIM的预测精度可以认为是中等的。另一方面,HCS的预测精度可以被认为是高的,这表明HCS是一个更强大的预测器,从医院回家的可行性。
Smith等人此前报道,如果合住家庭能够提供足够的护理,FIM评分低的患者可以回家[11,这表明,不能评估家庭提供的护理数量的FIM可能不足以预测家庭护理的可取性。另一方面,HCS不仅可以测量被试的日常生活能力,还可以全面测量所提供的护理条件。因此,我们的研究结果表明,一个能够综合评价日常生活能力和所提供的护理条件的量表,如HCS,对于成功预测家庭护理的可取性是必要的。
需要指出的是,HCS是在日本建立的,构成HCS的因素是在日本老年人家庭护理研究的基础上提取的。例如,家庭收入因素是根据1985年日本老年人福利发展中心对家庭收入与家庭养老关系的重要研究提取的。当有除公共养老金外的任何家庭收入时,收入项被评分为1,因为上述报告中描述了除公共养老金外的家庭收入的存在有利于家庭护理。换句话说,HCS是根据日本医疗体系的情况建立的。因此,可能需要根据每个国家的情况和文化修订比额表。
此外,本研究的所有参与者都是居住在大阪的日本人,日本目前有长期护理保险。因此,有必要在日本以外的国家进行类似的研究,以证实我们的结果的通用性。特别是,世界各地的人口都在老龄化,在其他国家,由于提供家庭护理的能力较差,可能也会像日本一样,阻止人们从医院回家。因此,应评估提供护理的能力,例如利用保健服务评估,以便为这些不同国家的患者从医院返回家园制定计划。
综上所述,为了准确预测家庭护理的可取性,需要综合衡量所提供护理的状况和被试的ADL能力,例如使用HCS。基于我们的研究结果,我们认为HCS对于制定适当的康复计划至关重要。此外,为了使老年人或残障者能够在自己的家里生活,应努力提高儿童保健服务。
附录
见表3..
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利益冲突
作者与本工作没有任何利益冲突。
承认
这项工作得到了大阪煤气福利财团的支持。
参考文献
- A. W. Heinemann, J. M. Linacre, B. D. Wright, B. B. Hamilton,和C. Granger,“残疾措施对康复结果的预测”,物理医学和康复档案,第75卷,第5期2,页133-143,1994。视图:谷歌学者
- M. Inouye,“用一个简单的模型预测日本患者第一次急性中风后的结果,”美国物理医学与康复杂志,第80卷,第2期。9,第645-649页,2001。视图:出版商的网站|谷歌学者
- M. Inouye, K. Kishi, Y. Ikeda等,“卒中康复后功能结果的预测,”美国物理医学与康复杂志,第79卷,第5期。6,页513 - 518,2000。视图:出版商的网站|谷歌学者
- T. Koyama, K. Matsumoto, T. Okuno, K. Domen,“预测偏瘫中风患者功能恢复的新方法:对数模型,”临床康复第19卷第2期7,页779-789,2005。视图:出版商的网站|谷歌学者
- S. Sonoda, E. Saitoh, S. Nagai, Y. Okuyama, T. Suzuki, M. Suzuki,“使用日常生活状态的初始活动倒数数预测中风结局”,中风与脑血管疾病杂志第14卷第2期1,页8-11,2005。视图:出版商的网站|谷歌学者
- A. Matsugi, K. Tani, Y. Mitani, K. Oku, Y. Tamaru, K. Nagano,“预测方法的修订提高了康复医院患者中风预后预测的准确性,”物理治疗科学杂志第26卷第2期9, pp. 1429-1431, 2014。视图:出版商的网站|谷歌学者
- S. Henley, S. Pettit, A. Todd-Pokropek和A. Tupper,“谁回家?”中风恢复的预测因素,”神经病学,神经外科和精神病学杂志,第48卷,第48期1,第1 - 6页,1985。视图:出版商的网站|谷歌学者
- T.-A。Nguyen, A. Page, A. Aggarwal,和P. Henke,“住院FIM仪器评分低的脑卒中患者出院目的地的社会决定因素,”物理医学和康复档案第88期6,页740-744,2007。视图:出版商的网站|谷歌学者
- T. Koyama, Y. Sako, M. Konta, K. Domen,“中风后出院目的地:日本城市的功能独立和社会人口因素”,中风与脑血管疾病杂志,第20卷,第2期。3,第202-207页,2011。视图:出版商的网站|谷歌学者
- C. V. Granger, a . C. Cotter, B. B. Hamilton,和R. C. Fiedler, "功能评估量表:中风后患者的研究",物理医学和康复档案第74卷第1期2,页133-138,1993。视图:谷歌学者
- P. M. Smith, K. J. Ottenbacher, M. Cranley, S. S. Dittmar, S. B. Illig,和C. V. Granger,“预测中风患者的随访生活环境,”物理医学和康复档案,第83卷,第83期6,页764-770,2002。视图:出版商的网站|谷歌学者
- T. Miyamori和S. Okajima,“家庭护理评分系统评估患者出院后成功护理潜力的有效性”,日本初级保健协会杂志,第15卷,第58-64页,1992。视图:谷歌学者
- C. V. Granger, B. B. Hamilton, R. C. Fiedler,《中风康复后出院结果》,中风,第23卷,第2期。7,第978-982页,1992。视图:出版商的网站|谷歌学者
- M. P. Alexander,“中风康复结果:建立护理水平的预测变量的潜在使用”,中风,第25卷,第2期1,页128-134,1994。视图:出版商的网站|谷歌学者
- A. M. Demchuk和A. M. Buchan,《中风预后的预测因素》,神经诊所第18卷第2期2,页455-473,2000。视图:出版商的网站|谷歌学者
- K. Ohwaki, H. Hashimoto, M. Sato, H. Tokuda, E. Yano,“性别和家庭构成与急性中风后出院目的地和住院时间相关”,东北实验医学杂志第207期4, 2005。视图:出版商的网站|谷歌学者
- M. Frank, M. Conzelmann和S. Engelter,“脑卒中患者神经康复后出院目的地的预测”,欧洲神经病学,第63卷,第2期4, pp. 227-233, 2010。视图:出版商的网站|谷歌学者
- A. Watanabe, M. Fukuda, M. Suzuki等,“减少照顾者负担的因素使脑血管疾病患者能够继续长期的家庭护理,”中风与脑血管疾病杂志,第24卷,第2期2, pp. 424-430, 2015。视图:出版商的网站|谷歌学者
- T. Tsutsui,“日本社区综合护理系统的实施过程和挑战”,国际综合护理杂志, 2014年第14卷第e002条。视图:谷歌学者
- M. Nishii, M. Izuta, O. Sukeno, Y. Fujii, M. Tsuzumi,“支持通过职业治疗减轻家庭照顾者负担:来自案例研究的结果,”综合福利科学杂志,第3卷,第155-163页,2012。视图:谷歌学者
- w·j·约登的《诊断测试评级索引》癌症,第3卷,第2期。1,第32-35页,1950。视图:出版商的网站|谷歌学者
- J. E. Fischer, L. M. Bachmann,和R. Jaeschke,“解读诊断测试特性的读者指南:败血症的临床例子,”重症监护医学,第29卷,第2期7,第1043-1051页,2003。视图:出版商的网站|谷歌学者
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