Subjects and Methods

Participants

Osallistujat olivat potilaita, jotka oli tutkittu 22:ssa klinikassa ja sairaalassa eri puolilla Japania ja joilla oli diagnosoitu (1) Alzheimerin tauti diagnoosin kriteerien perusteella Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, 4. painoksessa tekstin tarkistusversiossa (”Diagnostinen ja tilastollinen käsikirja psyykkisistä häiriöistä, 4. painos”) (DSM-IV-TR) , (2) todennäköinen Alzheimerin tauti joko National Institute on Aging-Alzheimer’s Association (NIA-AA) -työryhmien tai National Institute of Neurological and Communicative Disorders and Stroke and the Alzheimer’s Disease and Related Disorders Association -järjestön kriteerien perusteella tai (3) lievä kognitiivinen heikentyminen (MCI) DSM-IV-TR:n tai NIA-AA:n diagnostisten kriteerien perusteella. Jotta potilaat voitiin ottaa mukaan tutkimukseen, heidän oli saatava apua omaishoitajalta vähintään kolmena päivänä viikossa tai asuttava yhdessä omaishoitajan kanssa. Tutkimuksesta suljettiin pois henkilöt, joilla oli muitakin dementian muotoja kuin Alzheimerin tauti, samoin kuin henkilöt, joilla oli samanaikaisia merkittäviä neurologisia tai psyykkisiä häiriöitä.

ABC Dementia Scale

ABC-DS:ssä käytetään yhdeksänpisteistä asteikkoa kullekin kysymyksenkohdalle, ja alhaisemmat pistemäärät merkitsevät huonompaa toimintakykyä (kuva 1). Arvioijat kyselevät hoitajilta potilaastaan puolistrukturoidulla haastattelulla. Kohdille 1, 3, 5, 7 ja 9 on annettu kiinnityspisteet, ja tyypilliset oireet on määritelty lauseissa. Arvioijat voivat myös valita välivaihtoehdot (eli kohdat 2, 4, 6 ja 8) tapauksissa, jotka näyttävät vastaavan kahta vierekkäistä ankkuripistettä. Jos esimerkiksi potilaan tila vastaa sekä pistettä 7 että pistettä 9, arvioija valitsee pisteen 8. Jos potilaan tila vastaa sekä pistettä 7 että pistettä 9, arvioija valitsee pisteen 8. Välivaiheen vastaukset (eli kohdat 2, 4, 6 ja 8) eivät sisällä kirjallisia asteikkokuvauksia. Lisäksi lisäsimme kohtiin 3, 5 ja 7 kuvat, jotta hoitajien olisi helpompi yhdistää ne potilaan oireisiin. ABC-DS:n kokonaispistemäärä on ABC-DS:n 13 kohdan pistemäärien aritmeettinen summa, ja se vaihtelee välillä 13-117. ABC-DS:n lisenssin voi ostaa Mapi Research Trustilta (http://mapi-trust.org/our-resources/questionnaires-distributed-by-the-mapi-research-trust/).

Välineet

Tässä tutkimuksessa arvioitiin ABC-DS:n konstruktiokelpoisuutta ja samanaikaista validiteettia, testi- ja kohdetietoja, intrarater-luotettavuutta ja reagointia muutoksiin. ABC-DS:n konstruktio- ja samanaikaisvaliditeetin vahvistamiseksi käytettiin useita välineitä. Terveydenhuollon ammattilaiset arvioivat potilaat ABC-DS:n avulla: 13,5 % lääkärit, 41,7 % sairaanhoitajat, 3,5 % kliiniset psykologit ja 41,3 % muunlaiset terveydenhuollon työntekijät. Kognitiivista toimintaa arvioitiin MMSE:llä, BPSD:tä NPI-D:llä ja ADL-toimintoja DAD:llä. Potilaita arvioitiin myös CDR:n avulla sekä CDR:n kokonaispisteiden että CDR-SB-pisteiden (CDR Sum-of-Boxes) osalta. Nämä tavanomaiset dementia-arvioinnit suoritti vastaavien virallisten käsikirjojen mukaisesti lääkäri tai kliininen psykologi, joka ei ollut ABC-DS:n antaja. ABC-DS:n arvioija ei jakanut tuloksiaan vakiomuotoiset dementia-arvioinnit suorittaneen henkilön kanssa ja päinvastoin.

Konstruktiovaltiditeetti

ABC-DS:n kohdetason pistemäärille tehtiin faktorianalyysi, jossa käytettiin vinoa promax-rotaatiota faktorilatausten laskemiseksi. Faktoreiden määrä tunnistettiin, samoin kuin niiden osatekijät, ja niiden kumulatiivinen kontribuutioaste laskettiin.

Itemien sisällön kvalitatiivinen arviointi Item Response Theory -teorian perusteella

Item Response Theory -teoria on tilastollinen lähestymistapa, jonka avulla kehitetään kyselytutkimusinstrumentteja, joilla on korkea luotettavuus . Tätä teoriaa käytetään tyypillisesti sosiologisissa ja psykologisissa kyselytutkimuksissa, ja raporttien määrä sen käytöstä dementian arviointivälineiden kehittämisessä on lisääntynyt 2000-luvulta lähtien .

Sovelsimme asteittaista vastausmallia kullekin osa-alueelle erikseen olettaen, että ”osa-alueen sisällä vallitsee yksiulotteisuus”, jolloin kohdat mittaisivat yhtä ainoaa yhteistä ADL:n, BPSD:n tai kognitiivisen toiminnan piirrettä. Arvioimme ABC-DS:n kohteiden laatua käyttämällä IRCCC-käyrää (item response category characteristic curve), joka on menetelmä, joka tunnetaan item response theory -teoriassa. Menetelmässä jokainen vastausvaihtoehto (”taso”) kuvataan todennäköisyystiheyskäyränä, joka kuvaa sen valinnan todennäköisyyttä. Meidän tapauksessamme tasot ovat jatkuva muuttuja, joka kuvastaa tilastollisesti muunnettua AD:n vakavuutta, ja huomioimalla, miten vakavuus muuttuu, voimme arvioida muutoksia kunkin tason valinnan todennäköisyydessä.

Tulkitaksemme IRCCC:tä, tarkistimme seuraavat seikat: (1) käyrien on sijaittava kohtuullisesti, mikä heijastaa järjestetyn kategorisen asteikon järjestystä; (2) vaikeusparametrin on sijaittava -4:n ja 4:n välillä; (3) käyrien sijainneissa on säilytettävä riittävä etäisyys toisistaan; ja (4) käyrien jyrkkyys on oltava riittävä, kun taas erotteluparametrin on oltava > 0,2 ja < 4,0.

Käyttämämme R-paketti ltm:n avulla voitiin analysoida IRCCCCC:t . Koska tämä paketti ei kuitenkaan pysty käsittelemään 9-tasoisia kohteita, vastaukset mukautettiin viidelle muunnetulle tasolle: taso 1 1-2 pistettä varten, taso 2 3-4 pistettä varten, taso 3 5 pistettä varten, taso 4 6-7 pistettä varten ja taso 5 8-9 pistettä varten. Kukin kohde analysoitiin näin ollen 5 tasoa vastaavien 5 todennäköisyystiheyskäyrän kuvaavien parametrien avulla, jolloin tunnustettiin informaatiohäviö.

Sisäinen johdonmukaisuus

ABC-DS:n sisäistä johdonmukaisuutta arvioitiin Cronbachin α- ja ω-luotettavuuskertoimien avulla.

Yhteensopivuus

Yhteensopivuutta arvioitiin ABC-DS:n kokonaispistemäärän ja kunkin osa-aluetason pistemäärän korrelaatioiden osalta MMSE:n, NPI-D:n (sekä oirepistemäärät että hoitohenkilökunnan ahdistuneisuuspistemäärät), DAD:n, CDR-SB:n ja globaalin CDR:n pistemäärien kanssa. Korrelaatiot globaalien CDR-pisteiden kanssa arvioitiin käyttämällä polyseriaalisia korrelaatiokertoimia; Pearsonin korrelaatiokerrointa käytettiin kaikkiin muihin korrelaatioihin.

Intrarater-reliabiliteetti

ABC-DS:n suoritti uudelleen 218 osallistujaa, jotka kävivät klinikoillaan tai sairaaloissaan viikon kuluttua ensimmäisestä arviosta, sama arvioija, joka suoritti ensimmäisen arvion. Yksittäisille tehtäville laskettiin painotetut κ-kertoimet ja 95 prosentin luottamusvälit (CI). Luokansisäiset korrelaatiokertoimet ja 95 %:n CI laskettiin ABC-DS:n kokonaispistemäärälle.

Globaalin CDR-pistemäärän ennustuskyky Receiver Operating Characteristic Curve -analyysin avulla

Toteutimme vastaanottimen käyttöominaiskäyräanalyysin (Receiver Operating Characteristic Curve -analyysi, ROC-analyysi) tutkiaksemme ABC-DS:n kokonaispistemäärän herkkyys- ja spesifisyysominaisuuksia, joiden avulla voidaan erotella globaalin CDR:n määrittelemän Alzheimerin taudin vaikeusastetta. Määritimme sopivimmat kynnysarvot ABC-DS:n kokonaispistemäärälle AD:n vaikeusasteen erottamiseksi käyttämällä R 3.1.0 -tilasto-ohjelmistoa ROCR-paketilla .

Kynnysarvojen herkkyydet ja spesifisyydet olivat CDR 0/0,5 vs. 1/2/3, CDR 0/0,5/1 vs. 2/3 ja CDR 0/0,5/1/2 vs. 3. Tässä analyysissä määrittelimme, että testi on positiivinen (osoittaa parempaa vaihetta), jos ABC-DS-kokonaispisteet olivat kynnysarvon yläpuolella. Herkkyys ja spesifisyys kuvattiin vastaavasti P(positiivinen|positiivinen) ja P(negatiivinen|negatiivinen), jossa P(X|X) ilmaisee sen oikean erottelun todennäköisyyden, että testin diagnoosi on X, kun potilas on todella X; X voi olla negatiivinen tai positiivinen.

Twelve-Week Changes in Assessment Scores

ABC-DS-, DAD-, NPI-D-, MMSE- ja CDR-pisteet annettiin uudelleen 227:lle osallistujalle, jotka kävivät klinikoillaan tai sairaaloissaan 12 viikkoa ensimmäisen tutkimuksen jälkeen. Alkuperäisen testin ja 12 viikon testin pisteiden väliset erot laskettiin sekä 95 %:n CI:t. Lisäksi kullekin mittarille laskettiin variaatiokertoimet (keskihajonta/keskiarvo).

Statistinen analyysi

SAS-versio 9.3 (SAS Institute Inc., SAS, Cary, NC, USA) ja R-versiota 3.1.9 käytettiin kaikkiin tilastollisiin analyyseihin.

Tulokset

Potilaat

Testin suorittamisen kesto

Rakenteen validiteetti

Faktorianalyysillä ryhmiteltiin ABC-DS:n 13 kohdetta kolmeen osa-alueeseen, jotka sisälsivät keskenään hyvin korreloivia kohtia: osa-alue A, joka liittyi ADL-toimintoihin, osa-alue B, joka liittyi BPSD:hen ja osa-alue C, joka liittyi kognitiivisiin toimintoihin (taulukko 1). Näiden kolmen faktorin kumulatiivinen kontribuutio oli 0,585.

Tarkistimme myös neli- ja viisifaktoriset mallit. Nelifaktorimallissa ei ollut yhtään kuuluvaa kohdetta, ja suurin faktorilataus oli neljännellä osa-alueella. Viisifaktorisessa mallissa oli vain yksi kuuluvuuselementti sekä neljännellä että viidennellä osa-alueella. Nämä havainnot ovat johdonmukaisia vaiheessa 2 tehtyjen havaintojen kanssa (tietoja ei ole esitetty). Näin ollen päädyimme siihen, että useamman kuin kolmen faktorin olemassaolo oli tarpeetonta.

Kohteiden kvalitatiivinen arviointi Item Response Theory -teorian perusteella

Kuvissa 2-4 on esitetty alueiden A-C kohteiden IRCCC:t. Kunkin muutetun tason käyrät on väritetty seuraavasti: taso 1, musta; taso 2, punainen; taso 3, vihreä; taso 4, sininen; ja taso 5, vaaleansininen. Kullakin osa-alueella kaikki kohteet täyttivät vaikeus- ja erotteluparametreille asetetut kriteerit (taulukko 2).

Sisäinen johdonmukaisuus

Alkuperäisen ABC-DS:n sisäinen reliabiliteetti oli hyväksyttävä (α = 0.915, ω = 0,921).

Yhteensopivuus

Domain A -pisteiden havaittiin korreloivan DAD-pisteiden kanssa, jotka kuvastavat myös ADL-toimintoja (r = 0,674). B-alueen pisteiden havaittiin korreloivan NPI-D-pisteiden kanssa, jotka kuvastavat myös BPSD:tä (r = -0,644). C-alueen pisteiden havaittiin korreloivan MMSE-pisteiden kanssa, jotka kuvastavat myös kognitiivisia toimintoja (r = 0,698).

Intrarater Reliability

Intrarater reliabiliteetti vahvistettiin vertailemalla saman arvioijan arvioimia pisteitä kahteen otteeseen viikon välein. Painotetut κ-kertoimet olivat > 0,6 kaikkien kohtien osalta lukuun ottamatta Q8:a ja Q9:ää osa-alueella 3 (taulukko 1). ABC-DS:n kokonaispisteiden luokan sisäinen korrelaatiokerroin oli 0,964 (95 % CI: 0,954-0,972).

Globaalin CDR-pistemäärän ennustuskyky ROC-käyräanalyysin avulla

Kahdentoista viikon muutokset arviointien pistemäärissä

Taulukossa 6 on esitetty kunkin arvioinnin pistemäärän muutos 12 viikon kuluttua ensimmäisestä arvioinnista. Kaikissa mittauksissa lukuun ottamatta ABC-DS:n B-aluetta ja NPI-D:tä tapahtui tilastollisesti merkitseviä muutoksia 12 viikon kohdalla (p < 0,05). ABC-DS:n kokonaispisteiden absoluuttinen variaatiokerroin oli pienempi kuin CDR-SB-pisteiden, mikä osoittaa, että ABC-DS:llä on korkeampi mittausten toistettavuus ja luotettavuus.

Keskustelua

Tämässä artikkelissa kuvataan ABC-DS:n luotettavuus ja pätevyys. Rinnakkaisvaliditeetti todettiin suhteessa useisiin perinteisiin dementia-asteikkoihin (DAD, MMSE, NPI-D ja CDR). Lisäksi ABC-DS:n osa-aluetason pistemäärät korreloivat voimakkaasti (eli |r| > 0,6) Alzheimerin taudin samoja ulottuvuuksia vastaavien tavanomaisten asteikkojen pistemäärien kanssa: osa-alueen A pistemäärät, jotka kuvastavat ADL-toimintoja, korreloivat DAD-pistemäärien kanssa; osa-alueen B pistemäärät, jotka kuvastavat BPSD-pistemääriä, korreloivat NPI-D-pistemäärien kanssa ja osa-alueen C pistemäärät, jotka kuvastavat kognitiivisia toimintoja, korreloivat MMSE-testin pistemäärien kanssa. Tuloksemme vahvistivat myös ABC-DS:n konstruktiokelpoisuuden ja intrarater-luotettavuuden.

Klinikan ammattilaiset Japanissa käyttävät usein arviointeja, jotka voidaan suorittaa lyhyessä ajassa, kuten MMSE ja HDS-R; nämä testit mittaavat kuitenkin vain kognitiivisia toimintoja. Sitä vastoin ABC-DS:llä voidaan arvioida potilasta kolmella osa-alueella – ADL-toiminnot, BPSD ja kognitiiviset toiminnot – noin 10 minuutissa. Siksi nimesimme sen ABC-DS:ksi. Toisin kuin ROSA:ssa, joka on samankaltainen väline, ABC-DS-protokollassa arvioijan ei tarvitse arvioida potilaan Alzheimerin taudin vaikeusastetta ennen arviointia. Lisäksi siinä on kuvia ja helppotajuiset ohjeet; erityiskoulutusta sen käyttöön ei tarvita. Toinen merkittävä etu on ABC-DS:n kokonaispistemäärän ennustuskyky CDR:n suhteen. Vaikka herkkyys erottaa toisistaan henkilöt, joilla on CDR 0/0,5, ja henkilöt, joilla on CDR 1/2/3, on alhaisempi (0,68), ABC-DS on käyttökelpoinen indeksi hoidon muutoksen arvioimiseksi, koska sen avulla voidaan erottaa toisistaan lievä AD ja keskivaikea tai vaikea AD. Lisäksi toisin kuin CDR:llä, ABC-DS:llä on se etu, että sillä voidaan arvioida BPSD:tä. Jos lievää Alzheimerin tautia sairastavan potilaan, jota hoidetaan koliiniesteraasin estäjillä, oireet heikkenevät vähitellen, päätökset siitä, milloin annostusta on suurennettava tai lisättävä toinen lääkitys, tehdään yleensä potilaan hoitajalta saatujen tietojen tai hänen MMSE- tai HDS-R-pisteidensä perusteella. Koska terveydenhuollon ammattilaiset voivat seuloa keskivaikean tai vaikean Alzheimerin taudin lyhyessä ajassa, ABC-DS voi helpottaa sopivien muutosten tekemistä potilaan lääkehoitoon taudin kussakin vaiheessa. Lisäksi oireiden ja lääkkeiden tehon muutoksia voidaan tarkkailla sekä ABC-DS:n kokonaispisteiden että ABC-DS:n osa-aluetason pisteiden avulla. Terveydenhuollon tarjoajat voivat saada yksityiskohtaista tietoa potilaiden oireista havainnoimalla aluetason pisteiden muutoksia. Aluetason pisteiden muutosten havainnointi voi auttaa terveydenhuollon tarjoajia käsittelemään kognitiivisten toimintojen ja ADL:n lisäksi myös BPSD:tä sekä antamaan yksityiskohtaista tietoa hoitajille.

Useimmissa nykyisin käytössä olevissa dementian luokitusasteikoissa arvioidaan vain kokonaispistemäärää (eli yksinkertaista summaa). Kun faktorianalyysi tukee asteikon yksifaktoriratkaisua ja sen Cronbachin α- ja ω-reliabiliteettiarvot ovat hyvin lähellä 1,0:aa, voi olla perusteltua pitää asteikkoa yksiulotteisena ja käyttää kokonaispistemäärää kyseisen yksittäisen ominaisuuden mittaamiseen. Kun faktorianalyysi kuitenkin osoittaa, että kysymyksen kohteet voidaan ryhmitellä useisiin osa-alueisiin, näiden osa-alueiden olisi katsottava kuvaavan eri ominaisuuksia. Eri ominaisuuksien esittäminen yhdellä kokonaispistemäärällä voi olla matemaattisesti epäasianmukaista. Useimmissa kliinisessä käytännössä nykyisin käytetyissä standardiluokitusasteikoissa omaksutaan yhden faktorin kanta. Joissakin tapauksissa tutkijat eivät kuitenkaan edes tehneet faktorianalyysiä instrumenttiaan kehitettäessä.

Tässä tutkimuksessa on joitakin rajoituksia ja tulevaisuuden haasteita. Ensinnäkin, koska ABC-DS kehitettiin japanilaisille, sen luotettavuuden ja pätevyyden uudelleentarkastelu on tarpeen, kun sitä mukautetaan alueille, joilla on erilainen kulttuuritausta. Erityisesti on tutkittava, voidaanko samoja kuvituksia käyttää ankkuripisteinä alueilla, joilla on erilaiset kulttuuriset tilanteet. Toiseksi ABC-DS on kehitetty Alzheimerin tautia sairastaville potilaille, eikä sen pätevyyttä muiden dementiatyyppien arvioinnissa ole arvioitu. Kolmanneksi tähän tutkimukseen ei otettu mukaan kognitiivisesti normaaleja osallistujia, koska ABC-DS on kehitetty käytettäväksi hoitoa tarvitseville potilaille. Emme arvioineet mahdollisuutta tehdä eroa normaalien ja MCI-henkilöiden tai normaalien ja AD-henkilöiden välillä. Neljänneksi tässä tutkimuksessa ei tutkittu tilanteita, joissa haastateltava hoitaja vaihtuu havaintopisteiden välillä (esim. potilaan puolisoa haastatellaan ensimmäisessä arvioinnissa ja hänen lastaan seuraavassa). Viidenneksi, koska viime aikoina on kehitetty uusia kognitiivisten kykyjen tietokonepohjaisia adaptiivisia testejä, kuten NIH Toolbox , pyrimme tulevaisuudessa vertaamaan ABC-DS:ää tällaisiin uusiin asteikkoihin. Lopuksi olisi tutkittava myös ABC-DS:n reagointikykyä lääkehoitoon, kun otetaan huomioon, että ROSA:n reagointikykyä lääkehoitoon on jo tutkittu .

Johtopäätöksenä voidaan todeta, että näistä rajoituksista huolimatta ABC-DS on tehokas Alzheimerin taudin oireiden ja vaikeusasteen arvioinnissa ajan kuluessa. Arvioijat voivat laskea pistemäärän nopeasti ja käyttää sitä helpottaakseen päätöksentekoa hoitojen aloittamisesta tai lääkemääräysten muuttamisesta.

Kiitokset

Kiitämme Hiromi Tsukadaa tietokokonaisuuksien valmistelusta ja osan analyyseistä suorittamisesta sekä Motohiro Sakaminea hänen merkittävästä panoksestaan projektipäällikkönä. Kiitämme myös professori Masanori Fukushimaa käsikirjoituksen tarkistamisesta.

Aineiston toimittivat seuraavat ABC Dementia Scale Study Groupin lääkärit: Tohtori Toshiyuki Watabe (Watabe-klinikka), tohtori Akinori Ueki (Ueki Dementia- ja vanhuspsykiatrian klinikka), tohtori Hideki Yamamoto (Honmachi-klinikka), tohtori Kitamura Yuri (Nanohana-klinikka), tohtori Naruhiko Maki (MAKI-sairaala), tohtori Nobuya Kawabata (Shinwakai-, Yachiyo-sairaala), tohtori Hirotake Uchikado (Shonan Inaho-klinikka), tohtori Juri Kitamura (Nanohana-klinikka), tri. Naoto Kobayashi (Azuma-kadun klinikka), tohtori Chika Nishimura (Kurumi-klinikka), tohtori Chiaki Kudoh (KUDOH CHIAKI -neurokirurgian ja neurologian klinikka), tohtori Tomotake Otsuka (Nishikagawa-sairaala), tohtori Masashi Takita (Takita-muistisairaalan klinikka), tohtori Kazuyoshi Harada (HARADA-KLINIKKA), tohtori Hideki Ishizu (Zikei-sairaala), tri Kazuyoshi Harada (HARADA-KLINIKKA), tohtori Yumi Umeda-Kameyama (Taiton kunnallinen Taito-sairaala), tohtori Takashi Ueda (Medical Corporation Koujinkai, Uedan neurokirurginen klinikka), apulaisprofessori Norifumi Tsuno (Kagawan yliopistollinen sairaala), tohtori Mitsuhiro Tsujihata (Nagasaki Kita -sairaala), tohtori Kiyoshi Fujita (Okehazama-sairaala, Fujitan Kokoro-hoitokeskus), tohtori J.J. Aoi Yoshiiwa (Takada Chuo -sairaala), tohtori Masato Yamashita (Yamashita-klinikka, neurokirurgia ja kuntoutus) ja professori Masahiro Akishita (Tokion yliopistollinen sairaala).

Tämä tutkimus on akateemisesti aloitettu tutkimus, jota rahoitetaan Daiichi Sankyo Co:n riippumattomalla avustuksella, Ltd. Yhtiöllä ei ollut mitään osuutta tutkimuksen suunnitteluun, tiedonkeruuseen, tilastollisiin analyyseihin tai käsikirjoituksen kirjoittamiseen.

Kiitämme Editagea (www.editage.jp) englanninkielisestä toimituksesta.

Eettiset periaatteet

Tutkimus toteutettiin Helsingin julistuksen mukaisesti Kagawan yliopiston lääketieteellisen tiedekunnan eettisen komitean hyväksynnän jälkeen. Jokaiselta potilaalta tai hänen lailliselta huoltajaltaan sekä hänen hoitajaltaan saatiin tietoinen kirjallinen suostumus ennen osallistumista. Tutkimuksessa noudatettiin Japanin terveys-, työ- ja hyvinvointiministeriön eettisiä ohjeita ihmisiin kohdistuvasta lääketieteellisestä tutkimuksesta.

Disclosure Statement

Kato S, Shimogaki H, Onodera A, Ueda H, Oikawa K: Hasegawan dementia-asteikon (HDS-R) tarkistetun version kehittäminen (japaniksi). Jpn J Geriatr Psychiatry 1991; 2: 1339-1347.

Kim KW, Lee DY, Jhoo JH, Jhoo JH, Youn JC, Suh YJ, Jun YH, Seo EH, Woo JI: Mini-Mental Status Examinationin ja Revised Hasegawa Dementia Scale:n diagnostinen tarkkuus Alzheimerin taudissa. Dement Geriatr Cogn Disord 2005; 19: 324-330.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

Cummings JL, Mega M, Gray K, Rosenberg-Thompson S, Carusi DA, Gornbein J: The Neuropsychiatric Inventory: comprehensive assessment of psychopathology in dementia. Neurology 1994; 44: 2308-2314.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

Gélinas I, Gauthier L, McIntyre M, Gauthier S: Toiminnallisen mittarin kehittäminen Alzheimerin tautia sairastaville henkilöille: Dementian toimintakyvyn arviointi. Am J Occup Ther 1999; 53: 471-481.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

Robert P, Ferris S, Gauthier S, Ihl R, Winblad B, Tennigkeit F: Katsaus Alzheimerin taudin asteikkoihin: Tarvitaanko hoitokäytännön terapia-arviointiin uusi moniosa-alueasteikko? Alzheimers Res Ther 2010; 2: 24.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

Morris JC: Kliininen dementia-arviointiasteikko (The Clinical Dementia Rating, CDR): nykyversio ja pisteytyssäännöt. Neurology 1993; 43: 2412-2414.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

Holthoff VA, Ferris S, Ihl R, Robert P, Winblad B, Gauthier S, Sternberg K, Tennigkeit F: Alzheimerin taudin merkityksellisen lopputulosasteikon validointi: uusi moniulotteinen arviointi päivittäistä lääketieteellistä käytäntöä varten. Alzheimers Res Ther 2011; 3: 27.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

American Psychiatric Association: Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, ed 4, tekstin tarkistus. Washington, American Psychiatric Association, 2000.

McKhann GM, Knopman DS, Chertkow H, Hyman BT, Jack CR Jr, Kawas CH, Klunk WE, Koroshetz WJ, Manly JJ, Mayeux R, Mohs RC, Morris JC, Rossor MN, Scheltens P, Carrillo MC, Thies B, Weintraub S, Phelps CH: Alzheimerin taudin aiheuttaman dementian diagnosointi: Alzheimerin taudin diagnostisia suuntaviivoja käsittelevien National Institute on Aging-Alzheimer’s Association -työryhmien suositukset. Alzheimers Dement 2011; 7: 263-269.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

McKhann G, Drachman D, Folstein M, Katzman R, Price D, Stadlan EM: Alzheimerin taudin kliininen diagnoosi: NINCDS-ADRDA-työryhmän raportti, joka on laadittu terveysministeriön Alzheimerin tautia käsittelevän työryhmän suojeluksessa. Neurology 1984; 34: 939-944.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

Albert MS, DeKosky ST, Dickson D, Dubois B, Feldman HH, Fox NC, Gamst A, Holtzman DM, Jagust WJ, Petersen RC, Snyder PJ, Carrillo MC, Thies B, Phelps CH: The diagnosis of mild cognitive impairment due to the Alzheimer’s disease: recommendations from the National Institute on Aging-Alzheimer’s Association workgroups on diagnostic guidelines for Alzheimer’s disease. Alzheimers Dement 2011; 7: 270-279.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

Reise SP, Revicki DA: Handbook of Item Response Theory Modeling: Applications to Typical Performance Assessment, ed 1. New York, Routledge, 2014.

Mungas D, Reed BR: Application of item response theory for development of a global functioning measure of dementia with linear measurement properties. Stat Med 2000; 19: 1631-1644.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

Wouters H, Zwinderman AH, van Gool WA, Schmand B, Lindeboom R: Adaptive cognitive testing in dementia. Int J Methods Psychiatr Res 2009; 18: 118-127.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

Lindeboom R, Schmand B, Holman R, de Haan RJ, Vermeulen M: Improved brief assessment of cognition in aging and dementia. Neurology 2004; 63: 543-546.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

Baker FB, Kim SH: The Basics of Item Response Theory Using R, ed 1. London, Springer, 2017.

Rizopoulos D: ltm: an R package for latent variable modeling. J Stat Softw 2006; 17.

Weintraub S, Dikmen SS, Heaton RK, Tulsky DS, Zelazo PD, Bauer PJ, Carlozzi NE, Slotkin J, Blitz D, Wallner-Allen K, Fox NA, Beaumont JL, Mungas D, Nowinski CJ, Richler J, Deocampo JA, Anderson JE, Manly JJ, Borosh B, Havlik R, Conway K, Edwards E, Freund L, King JW, Moy C, Witt E, Gershon RC: Kognition arviointi NIH Toolboxin avulla. Neurology 2013; 80(suppl 3):S54-S64.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

Holthoff V, Ferris S, Gauthier S, Ihl R, Robert P, Winblad B, Sternberg K, Tennigkeit F; ROSA Study Group: Memantiinin vaikutukset mitattuna Alzheimerin taudin Relevant Outcome Scale for Alzheimer’s Disease -mittarilla avoimessa, yksikätisessä, monikeskuksisessa kliinisessä tutkimuksessa. Int J Geriatr Psychiatry 2013; 28: 164-172.

Ulkoiset lähteet

• Pubmed/Medline (NLM)
• Crossref (DOI)

Tekijän yhteystiedot

Artikkeli / Julkaisun tiedot

Open Access -lisenssi / Lääkkeiden annostelu / Vastuuvapauslauseke

Tämä artikkeli on lisensoitu Creative Commons Attribution-NonCommercial-NoDerivatives 4.0 Kansainvälinen lisenssi (CC BY-NC-ND). Käyttö ja jakelu kaupallisiin tarkoituksiin sekä muutetun aineiston jakelu edellyttää kirjallista lupaa. Lääkkeen annostus: Kirjoittajat ja kustantaja ovat pyrkineet kaikin tavoin varmistamaan, että tässä tekstissä esitetyt lääkevalinnat ja annostukset vastaavat julkaisuhetkellä voimassa olevia suosituksia ja käytäntöjä. Jatkuvan tutkimuksen, viranomaismääräysten muutosten sekä lääkehoitoon ja lääkevaikutuksiin liittyvän jatkuvan tiedonkulun vuoksi lukijaa kehotetaan kuitenkin tarkistamaan kunkin lääkkeen pakkausselosteesta mahdolliset muutokset käyttöaiheissa ja annostelussa sekä lisätyt varoitukset ja varotoimet. Tämä on erityisen tärkeää silloin, kun suositeltu lääke on uusi ja/tai harvoin käytetty lääke. Vastuuvapauslauseke: Tämän julkaisun sisältämät lausunnot, mielipiteet ja tiedot ovat yksinomaan yksittäisten kirjoittajien ja tekijöiden eivätkä kustantajien ja päätoimittajan (päätoimittajien) omia. Mainosten ja/tai tuoteviittausten esiintyminen julkaisussa ei ole takuu, suositus tai hyväksyntä mainostetuille tuotteille tai palveluille tai niiden tehokkuudelle, laadulle tai turvallisuudelle. Julkaisija ja päätoimittaja(t) eivät ole vastuussa mistään henkilö- tai omaisuusvahingoista, jotka johtuvat sisällössä tai mainoksissa viitatuista ideoista, menetelmistä, ohjeista tai tuotteista.