Subjekt och metoder

Deltagare

Deltagarna var patienter som undersöktes vid 22 kliniker och sjukhus runt om i Japan och som hade diagnostiserats med (1) Alzheimers sjukdom baserat på kriterierna i Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, 4:e utgåvan, textrevision (DSM-IV-TR) , (2) trolig Alzheimers sjukdom enligt kriterierna i arbetsgrupperna för National Institute on Aging-Alzheimer’s Association (NIA-AA) eller National Institute of Neurological and Communicative Disorders and Stroke och Alzheimer’s Disease and Related Disorders Association , eller (3) lindrig kognitiv nedsättning (MCI) enligt diagnoskriterierna i DSM-IV-TR eller NIA-AA . För att ingå i studien behövde patienterna få hjälp av en vårdare 3 eller fler dagar i veckan, eller bo tillsammans med dem. Personer med andra former av demens än AD uteslöts, liksom personer med komorbida större neurologiska eller mentala störningar.

ABC Dementia Scale

ABC-DS använder en 9-gradig skala för varje frågepunkt, där lägre poäng indikerar sämre funktion (fig. 1). Utvärderarna frågar vårdgivare om sin patient med en semistrukturerad intervju. Ankarpunkter tillhandahålls för punkterna 1, 3, 5, 7 och 9, med typiska symtom som definieras i meningar. Bedömarna kan också välja mellanliggande svar (dvs. punkterna 2, 4, 6 och 8) för fall som verkar stämma överens med två intilliggande ankarpunkter. Om en patients tillstånd till exempel motsvarar både punkt 7 och 9 väljer utvärderaren punkt 8. De mellanliggande svaren (dvs. punkterna 2, 4, 6 och 8) innehåller inga skriftliga skalbeskrivningar. Dessutom har vi lagt till illustrationer för punkterna 3, 5 och 7 för att göra det lättare för vårdgivarna att associera dem med patientens symtom. Den totala ABC-DS-poängen är den aritmetiska summan av poängen för de 13 punkterna i ABC-DS och sträcker sig från 13 till 117. En licens för ABC-DS kan köpas från Mapi Research Trust (http://mapi-trust.org/our-resources/questionnaires-distributed-by-the-mapi-research-trust/).

Instrument

I denna studie bedömdes ABC-DS med avseende på konstruktions- och samtidig validitet, test- och iteminformation, intraraterreliabilitet och responsivitet för förändring. Flera instrument användes för att bekräfta ABC-DS konstruktions- och samtidiga validitet. Patienterna bedömdes av vårdpersonal som använde ABC-DS: 13,5 % av läkare, 41,7 % av sjuksköterskor, 3,5 % av kliniska psykologer och 41,3 % av andra typer av vårdpersonal. Den kognitiva funktionen bedömdes med MMSE, BPSD med NPI-D och ADL-funktionen med DAD. Patienterna bedömdes också med hjälp av CDR, avseende både Global CDR och CDR Sum-of-Boxes (CDR-SB) poäng. Dessa standardiserade demensbedömningar genomfördes enligt motsvarande officiella manualer av en annan läkare eller klinisk psykolog än den person som administrerade ABC-DS. ABC-DS-utvärderaren delade inte sina resultat med den person som utförde standarddemensbedömningarna och vice versa.

Konstruktvaliditet

Poängen på ABC-DS-artikelnivå genomgick en faktoranalys med sned promaxrotation för att beräkna faktorladdningar. Antalet faktorer identifierades, tillsammans med deras ingående objekt, och deras kumulativa bidragsfrekvens beräknades.

Kvalitativ bedömning av objektens innehåll baserat på Item Response Theory

Item Response Theory är ett statistiskt tillvägagångssätt för att utveckla undersökningsinstrument med hög tillförlitlighet . Denna teori används vanligtvis för sociologiska och psykologiska undersökningar, och antalet rapporter om dess användning vid utveckling av bedömningsinstrument för demenssjukdomar har ökat sedan 2000-talet .

Vi tillämpade en graderad svarsmodell för varje domän separat och antog ”unidimensionalitet inom en domän”, varigenom punkterna skulle mäta ett enda gemensamt drag av ADL, BPSD eller kognitiv funktion. Vi utvärderade kvaliteten på ABC-DS-frågorna med hjälp av IRCCC-kurvan (item response category characteristic curve), en teknik som är känd inom item response theory . I denna metod visas varje möjligt svar (”nivå”) för en fråga som en sannolikhetstäthetskurva för att beskriva sannolikheten för att den väljs. I vårt fall är nivåerna en kontinuerlig variabel som återspeglar statistiskt omvandlad AD-svårighetsgrad, och genom att notera hur svårighetsgraden förändras kan vi utvärdera förändringar i sannolikheten för att varje nivå väljs.

För att tolka IRCCC:erna kontrollerade vi följande punkter: (1) kurvorna måste vara rimligt placerade, vilket återspeglar ordningen på den ordnade kategoriska skalan, (2) svårighetsparametern måste ligga mellan -4 och 4, (3) kurvernas lägen måste hålla ett tillräckligt avstånd från varandra, och (4) kurvernas branthet måste vara tillräcklig, medan diskrimineringsparametern måste vara > 0,2 och < 4,0.

Vi använde oss av R-paketet ltm för att analysera IRCCC:erna . Men eftersom detta paket inte kan hantera objekt med 9 nivåer anpassades svaren till 5 modifierade nivåer: nivå 1 för 1-2 poäng, nivå 2 för 3-4 poäng, nivå 3 för 5 poäng, nivå 4 för 6-7 poäng och nivå 5 för 8-9 poäng. Varje item analyserades således med hjälp av de parametrar som beskriver de 5 sannolikhetstäthetskurvorna som motsvarar de 5 nivåerna, med erkännande av informationsförlust.

Intern konsistens

Den interna konsistensen hos ABC-DS utvärderades med hjälp av Cronbachs α- och ω-tillförlitlighetskoefficienter.

Samverkande validitet

Samverkande validitet bedömdes med avseende på korrelationer mellan den totala ABC-DS-poängen och varje poäng på domännivå med MMSE, NPI-D (både symtompoäng och poäng för vårdgivarens lidande), DAD, CDR-SB och globala CDR-poäng. Korrelationer med Global CDR-poäng utvärderades med hjälp av polyseriella korrelationskoefficienter; Pearsons korrelationskoefficient användes för alla andra korrelationer.

Intraraterreliabilitet

ABC-DS administrerades på nytt till 218 deltagare som besökte sin klinik eller sitt sjukhus 1 vecka efter den första bedömningen, av samma utvärderare som utförde den första bedömningen. Viktade κ-koefficienter och 95 % konfidensintervall (CI) beräknades för de enskilda punkterna. Intraklass korrelationskoefficienter och 95 % CI beräknades för den totala ABC-DS-poängen.

Prediktiv förmåga hos den globala CDR-poängen med hjälp av Receiver Operating Characteristic Curve Analysis

Vi utförde Receiver Operating Characteristic (ROC) Curve Analysis (ROC)-analyser för att undersöka sensitiviteten och specificiteten hos den totala ABC-DS-poängen för att särskilja svårighetsgraden av AD definierad av den globala CDR. Vi identifierade de lämpligaste tröskelvärdena för den totala ABC-DS-poängen för att diskriminera AD-svårighetsgrad med hjälp av den statistiska programvaran R 3.1.0 med ROCR-paketet .

Känsligheten och specificiteten vid tröskelvärdena var för CDR 0/0,5 jämfört med 1/2/3, CDR 0/0,5/1 jämfört med 2/3 och CDR 0/0,5/1/2 jämfört med 3. I denna analys definierade vi att testet är positivt (vilket indikerar ett bättre stadium) om de totala ABC-DS-poängen låg över tröskelvärdet. Känsligheten och specificiteten beskrevs som P(positiv|positiv) respektive P(negativ|negativ), där P(X|X) anger sannolikheten för en korrekt diskriminering att testets diagnos är X när patienten verkligen befinner sig i X; X kan vara negativ eller positiv.

Twelve-Week Changes in Assessment Scores

ABC-DS, DAD, NPI-D, MMSE och CDR administrerades på nytt till 227 deltagare som besökte sina kliniker eller sjukhus 12 veckor efter den första undersökningen. Skillnader mellan poängen på det första testet och poängen på 12-veckors testet beräknades tillsammans med 95 % CI. Dessutom beräknades variationskoefficienter (standardavvikelse/medelvärde) för varje mått.

Statistisk analys

SAS version 9.3 (SAS Institute Inc, Cary, NC, USA) och R version 3.1.9 användes för alla statistiska analyser.

Resultat

Patienter

Duration av testadministration

Konstruktionsvaliditet

Faktoranalys grupperade de 13 punkterna i ABC-DS i tre domäner som innehöll punkter med hög grad av inbördes samband: domän A, som rörde ADL-funktionen, domän B, som rörde BPSD och domän C, som rörde kognitiv funktion (tabell 1). Dessa tre faktorer hade ett kumulativt bidrag på 0,585.

Vi kontrollerade också fyrafaktormodellerna och femfaktormodellerna. Fyrafaktormodellen hade inget tillhörande item, med den största faktorladdningen vid den fjärde domänen. Femfaktormodellen innehöll endast en belonging item i den fjärde och femte domänen vardera. Dessa resultat stämmer överens med resultaten från steg 2 (data visas inte). Följaktligen drog vi slutsatsen att det var överflödigt att ha fler än tre faktorer.

Kvalitativ bedömning av punkterna baserat på Item Response Theory

Intervjuerna i IRCCC för punkterna i domänerna A-C visas i figurerna 2-4, respektive. Kurvorna för varje modifierad nivå är färgade enligt följande: nivå 1, svart; nivå 2, röd; nivå 3, grön; nivå 4, blå; och nivå 5, ljusblå. I varje domän uppfyllde alla objekt de förinställda kriterierna för svårighets- och diskrimineringsparametrarna (tabell 2).

Intern konsistens

ABC-DS hade en godtagbar intern reliabilitet (α = 0.915, ω = 0,921).

Sammanhängande validitet

Domän A-poäng visade sig korrelera med DAD-poäng, som också återspeglar ADL-funktionen (r = 0,674). Poäng för område B visade sig korrelera med NPI-D-poäng, som också återspeglar BPSD (r = -0,644). Poäng för område C visade sig korrelera med MMSE-poäng, som också återspeglar kognitiv funktion (r = 0,698).

Intraraterreliabilitet

Intraraterreliabilitet bekräftades genom att jämföra poäng som bedömdes av samma utvärderare vid två tillfällen med en veckas mellanrum. De viktade κ-koefficienterna var > 0,6 för alla frågor utom Q8 och Q9 i område 3 (tabell 1). De totala ABC-DS-poängen hade en intraklass korrelationskoefficient på 0,964 (95 % KI: 0,954-0,972).

Prediktiv förmåga för den globala CDR-poängen med hjälp av ROC-kurvanalys

Tolvveckorsförändringar i bedömningssiffror

Tabell 6 visar förändringen i poäng för var och en av bedömningarna 12 veckor efter den första utvärderingen. Alla mått utom ABC-DS domän B och NPI-D uppvisade statistiskt signifikanta förändringar efter 12 veckor (p < 0,05). Den absoluta variationskoefficienten för de totala ABC-DS-poängen var lägre än för CDR-SB-poängen, vilket tyder på att ABC-DS besitter högre repeterbarhet och tillförlitlighet i mätningarna.

Diskussion

Den här artikeln beskriver tillförlitligheten och giltigheten hos ABC-DS. Samtidig validitet fastställdes i förhållande till flera konventionella demensskalor (DAD, MMSE, NPI-D och CDR). Dessutom var ABC-DS poäng på domännivå starkt korrelerade (dvs. |r| > 0,6) med poängen på de standardskalor som motsvarar samma dimensioner av Alzheimers sjukdom: poäng på domän A, som återspeglar ADL-funktionen, korrelerade med DAD-poängen, poäng på domän B, som återspeglar BPSD, korrelerade med NPI-D-poängen, och poäng på domän C, som återspeglar den kognitiva funktionen, korrelerade med MMSE-poängen. Våra resultat bekräftade också ABC-DS:s konstruktionsvaliditet och intraraterreliabilitet.

Klinisk personal i Japan använder ofta bedömningar som kan administreras på kort tid, t.ex. MMSE och HDS-R. Dessa tester mäter dock endast kognitiv funktion. Däremot kan ABC-DS utvärdera en patient inom tre områden – ADL-funktion, BPSD och kognitiv funktion – på cirka 10 minuter. Därför gav vi det namnet ABC-DS. Till skillnad från ROSA, som är ett liknande verktyg, kräver ABC-DS-protokollet inte att bedömaren bedömer svårighetsgraden av patientens Alzheimers sjukdom före bedömningen. Dessutom innehåller det illustrationer och åtföljs av lättförståeliga instruktioner; särskild utbildning om hur det ska administreras är inte nödvändig. En annan stor fördel är den prediktiva förmågan hos den totala ABC-DS-poängen med avseende på CDR. Även om känsligheten för att skilja personer med CDR 0/0,5 från dem med CDR 1/2/3 är lägre (0,68) än den andra, är ABC-DS användbart som ett index för att bedöma förändringen av behandlingen, eftersom det kan skilja mellan mild AD och måttlig eller svår AD. Till skillnad från CDR har ABC-DS dessutom den fördelen att det kan utvärdera BPSD. Om en patient med mild AD som behandlas med kolinesterashämmare uppvisar en gradvis försämring av symtomen, fattas beslut om när man ska öka dosen eller lägga till ett annat läkemedel vanligen på grundval av den information som erhålls från patientens vårdgivare eller hans/hennes MMSE- eller HDS-R-poäng. Genom att göra det möjligt för hälso- och sjukvårdspersonal att på kort tid screena för måttlig eller svår Alzheimers sjukdom kan ABC-DS göra det lättare att göra lämpliga justeringar av patientens läkemedelsbehandling i varje skede av sjukdomen. Dessutom kan förändringar i symtom och läkemedelseffektivitet observeras med hjälp av både totala poäng och poäng på domännivå i ABC-DS. Vårdpersonal kan få detaljerad information om patienternas symtom genom att observera förändringar i poäng på domännivå. Att observera förändringar i poäng på domännivå kan hjälpa vårdgivare att hantera inte bara kognitiv funktion och ADL utan även BPSD, samt att ge detaljerad information till vårdgivare.

De flesta av de standardskalor för demenssjukdomar som för närvarande används bedöms endast i form av en totalpoäng (dvs. en enkel summa). När faktoranalys stödjer en enfaktorslösning för en skala, och dess Cronbach α- och ω-tillförlitlighetsvärden ligger mycket nära 1,0, kan det vara rimligt att betrakta den som endimensionell och använda totalpoängen för att mäta den enda egenskapen. När faktoranalysen visar att det är giltigt att gruppera frågeställningar i flera områden bör dessa områden emellertid anses fånga olika egenskaper. Det kan vara matematiskt olämpligt att representera olika egenskaper med hjälp av en enda totalpoäng. De flesta standardskattningsskalor som används i klinisk praxis i dag har en enda faktor som utgångspunkt. I vissa fall har forskarna dock inte ens utfört någon faktoranalys under utvecklingen av sitt instrument.

Denna studie har vissa begränsningar och framtida utmaningar. För det första, eftersom ABC-DS utvecklades för japaner, kommer det att bli nödvändigt att ompröva dess tillförlitlighet och validitet när det anpassas till områden med annan kulturell bakgrund. I synnerhet är det nödvändigt att undersöka om samma illustrationer kan användas som ankarpunkter i områden med olika kulturella situationer. För det andra har ABC-DS utvecklats för AD-patienter, och dess validitet för bedömning av andra typer av demenssjukdomar har inte utvärderats. För det tredje har den här studien inte omfattat några kognitivt normala deltagare, eftersom ABC-DS har utvecklats för att användas på patienter som behöver behandling. Vi utvärderade inte möjligheten till diskriminering mellan normala och MCI-personer eller normala och AD-personer. För det fjärde undersöktes i denna studie inte situationer där den vårdgivare som intervjuas byter mellan observationstillfällena (t.ex. en patients make/maka som intervjuas vid den första bedömningen och dennes barn som intervjuas vid nästa). För det femte, eftersom nya datoriserade adaptiva tester av kognitiva förmågor, t.ex. NIH Toolbox , har utvecklats på senare tid, avser vi att jämföra ABC-DS med sådana nya skalor i framtiden. Slutligen bör man också undersöka ABC-DS’ känslighet för läkemedelsbehandling, med tanke på att ROSA:s känslighet för läkemedelsbehandling redan har undersökts .

Slutsatsen är att ABC-DS trots dessa begränsningar är effektiv när det gäller att bedöma symtom och svårighetsgraden av Alzheimers sjukdom över tid. Utvärderare kan beräkna poängen snabbt och använda den för att underlätta beslutsfattandet om att påbörja behandlingar eller ändra recept.

Acknowledgments

Vi tackar Hiromi Tsukada för att ha förberett datamängderna och utfört en del av analyserna, och Motohiro Sakamine för hans betydande bidrag som projektledare. Vi vill också tacka professor Masanori Fukushima för granskning av manuskriptet.

Följande läkare i ABC Dementia Scale Study Group tillhandahöll data: Dr Toshiyuki Watabe (Watabe Clinic), Dr Akinori Ueki (Ueki Dementia and Geriatric Psychiatry Clinic), Dr Hideki Yamamoto (Honmachi Clinic), Dr Kitamura Yuri (Nanohana Clinic), Dr Naruhiko Maki (MAKI HOSPITAL), Dr Nobuya Kawabata (Shinwakai, Yachiyo Hospital), Dr Hirotake Uchikado (Shonan Inaho Clinic), Dr. Naoto Kobayashi (Azuma Street Clinic), Dr Chika Nishimura (Kurumi Clinic), Dr Chiaki Kudoh (KUDOH CHIAKI Clinic for Neurosurgery and Neurology), Dr Tomotake Otsuka (Nishikagawa Hospital), Dr Masashi Takita (Takita Memory Mental Clinic), Dr Kazuyoshi Harada (HARADA CLINIC), Dr Hideki Ishizu (Zikei Hospital), Dr. Yumi Umeda-Kameyama (Taito Municipal Taito Hospital), Dr Takashi Ueda (Medical Corporation Koujinkai, Ueda Neurosurgical Clinic), Assoc. Prof. Norifumi Tsuno (Kagawa University Hospital), Dr Mitsuhiro Tsujihata (Nagasaki Kita Hospital), Dr Kiyoshi Fujita (Okehazama Hospital Fujita Kokoro Care Center), Dr. Aoi Yoshiiwa (Takada Chuo Hospital), Dr. Masato Yamashita (Yamashita Clinic, Neurosurgery and Rehabilitation) och Prof. Masahiro Akishita (The University of Tokyo Hospital).

Denna studie är en akademiskt initierad studie finansierad av ett oberoende bidrag från Daiichi Sankyo Co, Ltd. Företaget hade ingen roll i studiens utformning, datainsamling, statistiska analyser eller skrivandet av manuskriptet.

Vi vill tacka Editage (www.editage.jp) för engelskspråkig redigering.

Etikförklaring

Studien genomfördes i enlighet med Helsingforsdeklarationen, efter godkännande av etikkommittén vid Kagawa University School of Medicine. Informerat samtycke inhämtades skriftligen från varje patient eller deras vårdnadshavare, samt från deras vårdgivare, före deltagande. Forskningen genomfördes i enlighet med det japanska ministeriet för hälsa, arbete och välfärds etiska riktlinjer för medicinsk forskning som involverar människor.

Oppenbarhetsförklaring

Author Contacts

Artikel / Publikationsuppgifter

Open Access License / Drug Dosage / Disclaimer

Denna artikel är licensierad under Creative Commons Attribution-NonCommercial-NoDerivatives 4.0 International License (CC BY-NC-ND). Användning och distribution för kommersiella ändamål samt all distribution av modifierat material kräver skriftligt tillstånd. Läkemedelsdosering: Författarna och förlaget har gjort sitt yttersta för att säkerställa att läkemedelsval och dosering som anges i denna text överensstämmer med aktuella rekommendationer och praxis vid tidpunkten för publiceringen. Med tanke på pågående forskning, ändringar i statliga bestämmelser och det ständiga flödet av information om läkemedelsbehandling och läkemedelsreaktioner uppmanas läsaren att kontrollera bipacksedeln för varje läkemedel för att se om indikationer och dosering har ändrats och om varningar och försiktighetsåtgärder har lagts till. Detta är särskilt viktigt när det rekommenderade medlet är ett nytt och/eller sällan använt läkemedel. Ansvarsfriskrivning: De uttalanden, åsikter och uppgifter som ingår i denna publikation är enbart de enskilda författarnas och bidragsgivarnas och inte förlagets eller redaktörernas. Förekomsten av annonser och/eller produktreferenser i publikationen är inte en garanti, ett stöd eller ett godkännande av de produkter eller tjänster som annonseras eller av deras effektivitet, kvalitet eller säkerhet. Utgivaren och redaktören/redaktörerna frånsäger sig allt ansvar för eventuella skador på personer eller egendom till följd av idéer, metoder, instruktioner eller produkter som det hänvisas till i innehållet eller annonser.