UPPSALA UNIVERSITET Institutionen för neurovetenskap Enheten för sjukgymnastik Kurs: Uppsatskurs i sjukgymnastik Uppsats 30 hp, avancerad nivå

Validitets- och reliabilitetstestning av instrument som mäter

aktivitetsbegränsning och beteendemedicinska variabler efter

Colles’ fraktur.

Författare: Handledare: Anneli Lövgren Christel Lagerström Leg sjukgymnast Leg sjukgymnast, Dr Med Vet Sjukgymnastiken/Dietistenheten Södertull Enheten för sjukgymnastik Verksamhetsområde Rehabilitering Uppsala universitet, Uppsala Examinator: Karin Hellström Leg sjukgymnast, Dr Med Vet Redovisad juni 2008 Uppsala Universitet, Uppsala

SAMMANFATTNING

Syftet var att undersöka intrabedömarreliabilitet hos instrument som mäter beteendefaktorer

och aktivitetsbegränsning hos patienter med Colles’ fraktur och att undersöka distributionen

av svarsalternativ på de olika skalorna. Ett ytterligare syfte var att undersöka samtidig

validitet mellan två instrumenten som mäter aktivitetsbegränsning. Urvalsmetoden var

konsekutivt bekvämlighetsurval. Två grupper av försökspersoner (fp) inkluderades vid två

tillfällen medan personen hade underarmen immobiliserad med gips. Första gruppen bestod

av samtliga fp med distal radiusfraktur som genomgick 10-dagarskontroll på en

ortopedmottagning. Den andra gruppen inkluderades in i anslutning till avgipsningtillfället

hos sjukgymnast. Försökspersonerna fick besvara Patient Rated Wrist Evaluation (PRWE),

Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand Outcome Questionnaire (DASH), The Tampa

Scale of Kinesophobia (TSK), delen om katastroftänkande (KAT) i The Coping Strategies

Questionnaire (CSQ) och Self-Efficacy Scale (SES) vid två tillfällen med 2-5 dagars

intervall. Trettiotvå fp, 16 i vardera gruppen, slutförde studien. Det externa bortfallet i grupp

1 var 27% och i grupp 2 20%. Spridningsmåtten visade att aktivitetsbegränsningen minskade.

Förändringen avspeglades i den låga graden av intrabedömarreliabilitet.

Iintrabedömarreliabilitet mätt som stabilitet var högst i KAT i CSQ där en tredjedel av

frågorna i båda grupperna nådde en kappanivå > 0,6. Graden av homogenitet beräknad med

Cronbach alpha var högre än 0,7 varvid en acceptabel homogenitet har uppnåddes för alla

instrumenten och delområden med undantag av TSK och delområdet symtom i DASH vid ett

tillfälle. Graden av samtidig validitet mellan PRWE och DASH mätt med Goodman-

Kruskal's gamma låg mellan 0,64 och 0,72 (p < 0,01). PRWE, DASH, TSK, KAT i CSQ och

SES var alla homogena instrument. Konklusionen är att stabiliteten vid akut smärta bör testas

med ett kortare intervall. PRWE och DASH överensstämmer väl med varandra.

Nyckelord: Colles´s fracture, fear-avoidance, catastrophizing, self-efficacy, validity,

reliability

ABSTRACT

The aim of the study was to investigate the intra-rater reliability in instruments that measure

behavioural factors and activity limitation in patients with Colles’ fracture and to investigate

the distribution of data in the scales. Another purpose was to investigate convergent validity

between two instruments that measure activity limitation. To recruit the patients a

consecutive convenience selection was used. Two groups of participants were included on

two occasions while the fracture was immobilised in plaster cast. The first group consisted of

patients with Colles’ fracture that underwent control at the orthopaedic department ten days

after the fracture. Data from the other group of patients with Colles’ fracture were collected

at the time for the removal of cast at the physiotherapy department. The participants

answered the Patient Rated Wrist Evaluation (PRWE), Disabilities of the Arm, Shoulder and

Hand Outcome Questionnaire (DASH), The Tampa Scale of Kinesophobia (TSK), The

Catastrophing Subscale (CAT) of The Coping Strategies Questionnaire (CSQ) and The Self-

Efficacy Scale (SES) a second time two to five days later. Thirtytwo participants, 16 in each

group, completed their participation. The attrition rate in group 1 was 27% and the

corresponding figure in group 2 was 20%. Frequency distributions showed that activity

limitation diminished between the two occasions in both groups and the change was reflected

in the low degree of intra-rater reliability. The highest measure of agreement was found in

CAT of the CSQ where one third of the questions in both groups had a value of kappa > 0,6.

The degree of internal consistency assessed by Cronbach alpha was higher than 0,7 which

was considered satisfactory for all instruments and domains with two exceptions at one

occasion each, TSK and the domain symptoms in DASH. The degree of convergent validity

between PRWE and DASH assessed with Goodman-Kruskal's gamma ranged from 0,64 to

0,72 (p < 0,01). PRWE, DASH, TSK, CAT of the CSQ and SES were all instruments with a

good internal consistency. The intra-rater reliability stability in these instruments should be

tested with a shorter test-retest interval for patients with acute or sub-acute pain. PRWE and

DASH correlated well with each other.

Key words: Colles´s fracture, fear-avoidance, catastrophizing, self-efficacy, validity,

reliability

INNEHÅLLSFÖRTECKNING

BAKGRUND…………………………………………………………………………….….1

Komplikationer……………………………………………………………………………..2

Sjukgymnastisk behandling och beteendevetenskapliga aspekter……………….……...3

Rädsla-unvikandebeteende och katastroftänkande……..………………………………...….5

Coping……………………………………………….…………………………………...…..6

Rörelserädsla………………………………………..………………………………………..6

Self-efficacy……………………………………………………………………………….....6

Aktivitetsbegränsning ……………………………...…………..……………………………7

Självrapporteringsinstrument…………………..…….…………………………………...7

Problemformulering..……………………………………………………………………….8

Syfte………………………………………………………………………………………….8

Frågeställningar…………………………………………………………………………….9

METOD…………………………………………………………..…………………………..9

Design.……………………………………………………………………………………….9

Urval…………………………………………………………………………………………9

Försökspersoner…………………………………………………………………………….10

Grupp 1……………………………………………………………………………………..10

Grupp 2...………………...……………………………………………………………........11

Etiska övervägande…..……………………………………………………………………..11

Datainsamlingsmetod…….………………………………………………………………...12

Tillvägagångssätt………..………………………………………………………..………...15

Grupp1 ……………………………………………………………………………………..15

Grupp 2……………………………………………………………………………………..15

Databearbetningsmetoder………………..……………………………………………….15

RESULTAT……………………………….………………………………………………...16

Spridning av svarsfrekvens……………………………………………………………….16

Intrabedömarrelibilitet med avseende på stabilitet……………………………………..18

Reliabilitet med avseende på homogenitet……………………………………………….20

Samtidig validitet………………………………………………………………………….21

DISKUSSION……………………………………………………..………………………...21

Resultatsammanfattning………………………………………………………………….21

Resultatdiskussion……………………………………..………………………………….22

Metoddiskussion………………………….………………………………………………..26

Klinisk relevans…………………………………………………………………………….27

Konklusion…………………..……………………………………………………………..27

REFERENSLISTA…………………………………………………………………………28

BILAGOR

Personalinformation, grupp 1………………………………………………………Bilaga 1a

Personalinformation, grupp 2………………………………………………………Bilaga 1b

Etisk granskning……………………………………………………..........…..………Bilaga 2

Patientinformation………………………………………………………………..…..Bilaga 3

Godkännande av studien, verksamhetschef Anna Boman, Sjukgymnastiken

Primärvården Gästrikland…………………...………………………………………Bilaga 4

Godkännande av studien, klinikchef Bengt Malmqvist, Ortopedkliniken, Gävle..Bilaga 5

Eget bakgrundsformulär…………………………………………………………......Bilaga 6

Patient Rated Wrist Evaluation…...…………………………………………………Bilaga 7

DASH, Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand Outcome Questionnaire……Bilaga 8

The Tampa scale of Kinisophobia…………………………………………………...Bilaga 9

The Coping Strategy Questionnaire, delen om katastroftänkande…………....…Bilaga 10

Self-efficacy Scale……………………………………………………...…………….Bilaga 11

Instruktionen till patient om ifyllande av formulär, grupp 1................................Bilaga 12a

Instruktionen till patient om ifyllande av formulär, grupp 2...............................Bilaga 12b

1 BAKGRUND

Den distala radiusfrakturen är en av de vanligaste frakturerna som anmäls till

Personskaderegleringen. Ett symposium om skadeförebyggande åtgärder vid distal

radiusfraktur, arrangerades av Personskaderegleringen AB i maj 1999. Läkare, sjukgymnast

och arbetsterapeut deltog. Koncensus av symposiet var att högenergiskador hos unga

behandlades på samma sätt som osteoporosfrakturer hos äldre, dvs med sluten repostion och

gips. Vanliga komplikationer som beskrevs var att patienterna ansåg att frakturen hade läkt

fel, nervskador, smärttillstånd i hand och fingrar och sårinfektioner. Ersättningen från

patientförsäkringen var i maj 1999 ca 2 miljoner/år exklusive vårdkostnader och kostnader för

arbetsoförmåga (1).

Den distala radiusfrakturen är en av de vanligaste frakturerna i Sverige, med en årlig frekvens

av 25 000 frakturer, beräknad på en befolkning på 8,6 miljoner. Studien utfördes i Uppsala län

(2). I en senare studie utförd i nordöstra Skåne var frekvensen av distal radiusfraktur 7000

lägre per år jämfört med studien utförd i Uppsala (3). Den årliga incidensen i Bergen, Norge,

visade på 50 % högre frekvens av Colles’ fraktur jämfört med studien utförd i Uppsala (4). En

bidragande orsak till lägre incidens av distal radiusfraktur i Skåne jämfört med Uppsala och

högre incidens i Bergen kan vara väderförhållanden (3,4). Den distala radiusfrakturen

uppkommer oftast vid fall på utsträckt hand (5,6). Äldre kvinnor är överrepresenterade och

sannolikt är osteoporos inte den enda orsaken som bidrar till frakturen (2,4,7). Livstidsrisken

för att en 45-årig kvinna respektive man ska drabbas av en osteoporosrelaterad distal

underarmsfraktur är 21,5 respektive 5,2 %. Vid 50 år var incidensen för kvinnor 42/10000

invånare och för män 10/10000. I Uppsala april 1989 till mars 1990 nästan fördubblades

incidensen för kvinnor i åldersintervallen 55-59 år och 65-69 år jämfört med ålderintervallet

50-54 år. En åldersrelaterad minskning av radiusfrakturer orsakade av högenergetisk våld sågs

i samma studie. Mindre än 15 % av de distala radiusfrakturerna som drabbade kvinnor över

70 år orsakades av högenergivåld, för män över 70 år var siffran ännu lägre. Högenergetiskt

våld definierades som trafikolyckor och fall från högre höjd t ex trappa (2).

Den vanligaste distala radiusfrakturen är Colles’ fraktur, vilken ger en fraktur i distala

metafysen, 2-3 cm proximalt om ledytan. Den kan sträcka sig in i den radiocarpala och den

distala radio-ulnara leden (6). Den kan också medföra dorsalvinkling, radialvinkling,

kompression av radius och en dorsal, radial och supinerad felställning av det distala segmentet

2 (5). Tio procent av radiusfrakturerna medför en volar felställning och benämns Smiths’

fraktur. Bartons’ fraktur medför att det distala segmentet dorsal- eller volarförskjuts och

luxerar från carpalbenen (8). I incidensstudien från Bergen var 87 % Colles' fraktur, 3 %

Smiths' fraktur och 1 % Bartons' fraktur (4). Immobilisering med gips, operativ fixation med

externfixationsinstrumet eller internfixation förekommer under läkningstiden. Immobilisering

av Colles’ fraktur med handleden i dorsalflexion har visat sig var mest gynnsamt (9).

Läkningstid är 8-10 veckor och påverkas inte nämnvärt av åldrande och osteoporos (8,10). I

en retrospektiv deskriptiv studie med 30 försökspersoner med Colles' fraktur framgick att

frakturer som läktes med över 12° dorsalvinkling av det distala segmentet och en inkongruens

på över 2 mm i den radioulara leden borde reponeras eftersom det visade sig att frakturer med

större felställning medförde sämre isometrisk greppstyrka, försämrad förmåga att utföra

aktiviteter i dagliga livet (ADL) och nedsatt aktiv flexion, extension, pronation, supination,

radial- och ulnarflexion (11). Misslyckas en sluten reposition krävs öppen reposition.

Inkongruens på över 2 mm i den radioulnara leden pekas ut som initial indikation för öppen

reposition och internfixation (3,7). Vid frakturer med felställning har användningen av

internfixation ökat. Två tredjedelar av frakturerna var felställda, 50 % av frakturerna i

åldersintervallet 19-49 år och 80 % av dem för försökpersoner över 80 år. I åldersintervallet

18-79 år var en femtedel av kvinnornas frakturer och en tredjedel av männens frakturer

intraartikulära. För kvinnor över 80 år var en fjärdedel av frakturerna intraartikulära (3).

Hur länge frakturen hålls immobiliserad i gips varierar. I en tvågruppsstudie med 90 kvinnliga

försökspersoner med medelåldern 60 respektive 61 år jämfördes skillnad i påverkan på

funktion av tre respektive fem veckors immobiliseringstid av konservativt behandlade Colles’

frakturer. Ett konsekutivt urval användes och försökspersonerna randomiserades till de två

grupperna. Ingen grupp erhöll sjukgymnastik. De fick endast instruktioner om att använda sin

hand och arm så ofta som möjligt och att ta ut så mycket rörlighet som kändes bra. Det

framgick i studien att gruppen med kortare gipstid hade statistiskt signifikant större aktiv

smärtfri flexion, extension, supination och pronation efter tre månader och statistiskt

signifikant större isometrisk greppstyrka efter sex månader jämfört med den andra gruppen.

Enligt den regressionsanalys som utfördes, var frakturens initiala läge det som påverkade

rörligheten mest upp till sex månader. Efter tre år återfanns inga skillnader mellan grupperna i

greppstyrka och rörlighet (12).

3 Komplikationer

I en prospektiv studie utförd i Kanada med 227 försökspersoner var sjukskrivningen efter en

distal radiusfraktur i medeltal nio veckor. Patienter med komplexa trauma och där nerven var

avsliten exkluderades. Av deltagarna var 2,5 % sjukskrivna mer än 36 veckor. Tio procent av

deltagarna var hemma från arbetet 1-2 dagar och 20 % återgick direkt till arbetet, utan

sjukskrivning. Försökspersoner med initialt hög självrapporterad smärta, hög

aktivitetsbegränsning och hög fysisk arbetsbelastning var mest benägna till en lång

sjukskrivning. Storleken på felställningen i radiusfrakturen var i lägre grad bidragande till

sjukskrivning än de tre andra faktorerna. Smärta och aktivitetsbrgränsning mättes med Patient

Rated Wrist Evaluation (PRWE) och Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand Outcome

Questionnaire (DASH). Arbetsbelastning mättes med en tregradig skala utifrån hur mycket

försökspersonen använde sina händer i arbetet (13). Indikatorer på nedsatt ADL-förmåga, var

graden av initial felställning, felaktig läkning av frakturen och smärtnivå efter sex veckor

enligt en experimentell studie med konsekutivt urval (14). Kvarstående inkongruens i

radioulnara leden är avgörande för funktionen och utvecklande av artros i radiolulnara leden

(15,16). Att återställa radius längd pekar Older ut som den viktigaste faktorn för att uppnå god

funktion i sin deskriptiva studie med 100 konsekutivt rekryterade försökspersoner (17) I en

deskriptiv studie där komplikationer efter Colles' fraktur studerades fick 128 av totalt 565

försökspersoner komplikationer. Nervpåverkan av n medianus förekom i 31 fall, n radialis i

fem fall och n ulnaris i sex fall. Orsaken till medianuspåverkan uppkom framför allt vid

reduktion av frakturen. Ruptur av extensor pollicis longus förekom i fem fall, vilket

bedömdes att ha orsakats av skavande benfragment. Tjugo fall av finger-hand-

skuldersyndrom noterades. Hälften av fallen orsakades av dålig läkning vilket i sin tur för det

mesta tyder på att den reponerade frakuren ej var stabil. Tjugo försökspersoner fick radio-

ulnar artros och tio försökspersoner fick radiocarpal artros (18).

I Millet och Rushtons studie hade efter tre år 1/3 av försökspersoner med Colles’ fraktur

kvarstående smärta framför allt över den radioulnara leden vid rörelse. Rörelseriktning var ej

definierad i studien (12). Vid en tvåårsuppföljning av dislocerade Colles’ frakturer hade 19 %

av försökpersonerna kvarstående smärta upp till 5,0 på VAS vid test av isometrisk

greppstyrka och en av tredjedel av försökspersonerna hade kvarstående smärta upp till 3,6 på

VAS vid supination och pronation (19,20)

4

Sjukgymnastisk behandling och beteendevetenskapliga aspekter

Målet med sjukgymnastisk behandling är att främja både rörelseförmåga och beteende. Efter

en distal radiusfraktur är målet att återställa rörelseomfång, styrka och funktion (21). Om

svullnad föreligger i handen måste den elimineras innan träning av rörlighet och styrka kan

påbörjas. För att minska svullnad får patienten cirkulationsträna, ha extremiteten i högläge

och eventuellt använda kompressionshandske (22,23). I dagsläget finns dock otillräckliga

bevis för att fastställa exakt vilket innehåll i rehabilitering som är bäst, när den skall sättas in

och under hur lång tid den skall pågå (22,24). Generella råd och instruktioner om mobilisering

bör ges till alla patienter med distal radiusfraktur (22,24,25). Vid komplikationer eller mycket

nedsatt aktivitetsförmåga bör dock behandling ges (24). Både behandling av och studier om

distala radiusfrakturer är koncentrerade på funktionsnivå med utvärdering av smärta, styrka

och rörlighet (9,19,20). Få studier tar upp aktivitetsbegränsning vid utvärdering (14,21,26,27).

Efter immobiliseringsperioden remitteras många patienter till sjukgymnastik där ofta

utvärdering av rörelseomfång och styrka sker, men någon utvärdering av aktivitetsförmåga

görs inte i regel (12,19,20). Två år efter dislocerad intraartikulär Colles’ frakturer visade

Lagerström att skillnaden i isometrisk greppstyrka mellan skadad och frisk sida var 20 % hos

kvinnor då den icke-dominanta handen skadats. Det förelåg ingen sidoskillnad i greppstyrka

hos kvinnor då den dominanta sidan skadats (19). För kvinnor var rörelseriktningarna

supination, ulnar- och palmarflexion nedsatta med mellan 10 och 16 % efter två år (20). De 33

försökspersoner, varav fem män, fick standardiserad sjukgymnastik de första 14 veckorna.

Sjukgymnastiken bestod av cirkulations- och rörlighetsträning och försökspersonerna

uppmanades att använda sin skadade sida i ADL (24,25). I Buers (28) prospektiva studie

deltog 57 försökspersoner med distal radiusfraktur i åldern 18 till 70 år som rekryterades på

en akutmottagning. Försökspersoner med multipla frakturer och demens uteslöts. Vid

uppföljningen, nio månader efter att försökspersonen kom till akuten med sin fraktur, var den

skadade sidans aktiva rörelseomfång i handled och radioulnarled nedsatt med mer än 10 % i

förhållande till den friska sidans rörelseomfång hos 45 % av försökspersonerna. Den

isometriska greppstyrkan var nedsatt med mer än 10 % hos 71 % av försökspersonerna (28). I

ytterligare en prospektiv studie, där isometrisk greppstyrka utvärderades, framgick att den

skadade sidans isometriska greppstyrka var nedsatt med 1/6 jämfört med den friska sidan, ett

år efter skadetillfället. I studien deltog 250 försökspersoner med distal radiusfraktur (21).

5

Wakefield och McQueen jämförde behandling av sjukgymnast med instruktioner om

egenträning tre gånger/dag given av sjukgymnast. Nittiosex försökspersoner med en

medelålder på 72 år randomiserades till två grupper. Den sjukgymnastiska behandlingen

bestod av aktiva övningar, passiva rörelser och stretching, styrketräning och funktionella

övningar. I genomsnitt tre behandlingar per försöksperson gavs. Egenträningen var ej

specificerad. Efter sex månader fanns inga skillnader mellan grupperna vad gäller vilosmärta

mätt med VAS, isometrisk greppstyrka, aktivitetsförmåga som avser ADL-förmåga och

livskvalité mätt med SF-36. Den enda skillnaden som förekom var att flexion och extension i

handleden var bättre i gruppen som fått sjukgymnastik (15). Ytterligare en studie (26) har

jämfört behandling av sjukgymnast med ett tillfälle av träning och instruktion från

sjukgymnast. Förtioen försökspersoner randomiserades till de två grupperna. Medelåldern var

56 år i båda grupperna. Behandlingen bestod av aktivitetsfokuserad träning. Efter sex

respektive 24 veckor fanns ingen skillnad mellan grupperna i funktion beträffande smärta,

rörelseomfång i handleden i form av flexion och extension och isometrisk greppstyrka. Inte

heller på aktivitetsnivå utvärderad med Patient Rated Wrist Evaluation (PRWE) fanns någon

skillnad mellan grupperna. Konklusionen av denna studie var att patienter med konservativt

behandlade radiusfrakturer endast är i behov av ett tillfälle med träning och rådgivning från

sjukgymnast (26). I både Wakefield och McQueens studie och studien av Maciel et al ingick

försökspersoner med radiusfrakturer av olika svårighetsgrad, dock ej så komplicerade att

operativa ingrepp krävdes (15, 26).

I en studie med 20 försökspersoner med konservativt behandlade radiusfrakturer varav elva

var Colles’ fraktur, tre var Bartons' fraktur och sex var ej klassificerade. Ett moderat till starkt

samband kunde påvisas mellan isometrisk greppstyrka och aktivitetsförmåga mätt med The

Jebsen Test of Hand Function och ett moderat samband mellan dorsalflexion och förmågan att

lyfta stora lätta föremål (27).

På flera områden inom sjukgymnastiken har beteendemedicinska faktorer såsom

katastroftänkande, rädsla-undvikandebeteende och self-efficacy börjat att uppmärksammas då

den strikt biomedicinska modellen ej räcker till att förklara patientens besvär (28,29). Enligt

Margles kan ett misslyckande att lindra patientens rädsla alltför ofta medföra ett dåligt resultat

trots en väl utförd operation (30). En prospektiv studie med korrelativ design har hittills

6 studerat rehabiliteringsförloppet efter distal radiusfraktur utifrån en beteendevetenskaplig

synvinkel. Variablerna katastroftänkande och rädsla-undvikandebeteende och deras inverkan

på rörlighet, isometrisk greppstyrka och smärta undersöktes (28).

Rädsla-undvikandebeteende och katastroftänkande Undvikande, avoidance, definieras som ett

beteende som en person använder sig av för att senarelägga eller undvika en fruktad situation

(31). Katastroftänkande innebär att negativa konsekvenser oavsiktligt förstoras upp vid tankar

på den fruktade händelsen eller smärtfulla episoden (32). En screening gjordes på en

normalpopulation på 3000 individer från tre olika kommuner i Sverige, från både

stadsregioner och landsbygd, där sjukskrivna mer än 30 dagar och personer med kronisk

smärta samt förtidspensionerade uteslöts. Resultaten från screeningen var att rädsla-

undvikandebeteende mätt med Fear-Avoidance Beliefs Questionnaire (FABQ) och

katastroftänkande mätt med The Pain and Catastrophizing Scale (PCS) är bidragande orsaker

till utveckling av kronisk smärta. Sambandet mellan katastroftänkande och smärta visade sig

redan på låg nivå av smärta. Ju högre skattad grad av katastroftänkande desto högre skattad

grad av smärta. Rörelserädsla visade sig på en moderat smärtnivå (33). Hos 103

försökspersoner med kronisk ryggsmärta visade det sig att rörelserädsla hade ett starkare

samband med katastroftänkande än med smärtintensitet (34). Högt skattat rädsla-

undvikandebeteende, mätt med FABQ, korrelerade med en trefaldig ökning av smärta för

patienter med distala radius- och fotledsfrakturer. Högt skattat katastroftänkande, mätt med

PCS, korrelerad med en sexfaldig risk för sidoskillnad i isometrisk greppstyrka (28).

Coping Copingstrategi är enligt Rosientiel och Keefe (35) smärtpatienters ansträngning att ta

itu med sin smärta. Att använda sig av katastroftänkande som copingstrategi, mätt med The

Coping Strategies Questionnaire (CSQ), visade sig ha samband med sämre förmåga att

övervinna sin kroniska lumbala smärta och inaktivitet. Sextioen försökspersonerpatienter

remitterade till beteendebehandling rekryterades genom tillfällighetsurval till studien (35).

Katastroftänkande, mätt med CSQ, har visat sig ha en negativ inverkan på smärtrelaterad

aktivitetsbegränsning, mätt med the Pain Disability index (PDI) hos försökspersoner med

whiplash. Ju längre tid som gick efter skadan desto starkare blev katastroftänkandet som

prediktor för smärtrelaterad, ökad aktivitetsbegränsning. I den här prospektiva studien

rekryterades 59 försökspersoner konsekutivt (36).

7 Rörelserädsla Rörelserädsla, kinesiophobia, definieras som en överdriven, irrationell och

inaktiverande rädsla för fysisk rörelse och aktivitet som resulterar i en oro för smärta och att

skada sig (34). Smärtrelaterad rädsla, mätt med Tampa Scale of Kinesiophobia (TSK), hos

försökspersoner med kronisk ryggsmärta var en bättre prediktor för nedsatt funktion än

smärtintensitet, mätt med VAS. Den förväntade smärtan, ej den upplevda, var en prediktor till

nedsatt utförande mätt med the isokinetic trunk-extension-and-flexion-test. Trettioåtta

försökspersoner rekryterade genom bekvämlighetsurval (37).

Self-efficacy Self-efficacy definieras som en persons tilltro till sin egen förmåga att utföra det

som behövs för att nå ett visst mål i en given situation. Tilltron till denna förmåga styr om

man väljer att ta itu med en viss situation eller undvika den. Valet av copingstrategi och hur

länge copingstrategin kommer vidmakthållas under den aktuella situationen styrs också av

tilltron till den egna förmågan. Att undvika en viss situation medför att rädslan för situationen

kommer att vidmakthållas. Self-efficacy baseras på resultat av utförande från tidigare

erfarenheter och personens fysiska tillstånd. Hur någon annan på samma nivå som personen

har klarat något, d v s ställföreträdande erfarenhet, och coachning, att andra talar om att

personen kan, påverkar också på en persons self-efficacy (38). Låg self-efficacy hade

samband med hög smärtnivå, ökad aktivitetsbegränsning och låg upplevd livskontroll hos

försökspersoner som hade subakut eller kronisk lumbal smärta. Samtliga variabler mättes med

The West Haven-Yale Multidimensional Pain Inventory (MPI). Försökspersonerna

rekryterades konsekutivt i samband med att de sökte hjälp av sjukgymnast i primärvården

(39). För 105 konsekutivt rekryterade försökspersoner med återkommande, subakut eller

kronisk lumbal smärta fann man att hög self-efficacy, mätt med The Self-Efficacy Scale

(SES), var en prediktor till bättre funktion mätt som isokinetiskt ryggextension och flexion.

Varken smärta eller aktivitetsbegränsning inverkade på utförandet (40).

Aktivitetsbegränsning Aktivitetsbegränsning är en översättning av engelskans activity

limitation och kan definieras som begränsning av eller brist på förmåga att utföra en aktivitet

på ett normalt sätt och inom gränser som anses normala för en människa (41). Rädsla-

undvikandebeteende, katastroftänkande och rörelserädsla har visat sig ha ett samband med

ökad aktivitetsbegränsning för försökspersoner med subakut lumbal-, skulder eller nacksmärta

(33). Hos försökspersoner med subakut och kronisk lumbal smärta har låg self-efficacy

samband med ökad aktivitetsbegränsning (40). För patienter med whiplash ökade

katastroftänkandet som prediktor till ökad aktivitetsbegränsning året efter whiplashskadan

8 (36). Sambandet mellan self-efficacy och aktivitetsbegränsning var starkare än sambandet

mellan rädsla-undvikandebeteende och aktivitetsbegränsning följt av den ännu lägre

korrelationen mellan aktivitetsbegränsning och smärtintensitet. Samma resultat uppnåddes i

två stickprov, 215 respektive 218 konsekutivt rekryterade försökspersonerna, med subakut,

kronisk eller återkommande muskeloskeletal smärta i ländrygg och/eller nacke och skuldror

som sökte hjälp hos sjukgymnast i primärvården (42). Att kvarstående aktivitetsbegränsning,

mätt med PDI, påverkas mer av personens tilltro till sin egen förmåga, mätt med SES, än av

rädsla-undvikandebeteende, mätt med TSK, har också påvisats hos försökspersoner med

subakut whiplash (43).

Självrapporteringsinstrument

Självrapporteringsinstrumenten The Tampa Scale of Kinesiophobia (TSK) som mäter rädsla-

undvikandebeteende och rörelserädsla, delen om katastroftänkande (KAT) i The Coping

Strategies Questionnaire (CSQ) som mäter katastroftänkande och Self-Efficacy Scale (SES)

som mäter self-efficacy har tidigare använts i studier med försökspersoner som har subakut

eller kronisk lumbal smärta, kronisk och subakut smärta i nacke och skuldror

(36,37,40,42,44,45). KAT i CSQ har också använts i studier med försökspersoner som har

akut, subakut och kronisk whiplash och patellofemural smärta (36,46). SES har använts i

studier med subakut whiplash (43). De två instrumenten som mäter aktivitetsbegränsning i

handleden och övre extremiteten, Patient Rated Wrist Evaluation (PRWE) och Disabilities of

the Arm, Shoulder and Hand Outcome Questionnaire (DASH), har tidigare använts för

patienter med distala radiusfrakturer (13,21,26).

Problemformulering

Den distala radiusfrakturen är en av de vanligaste frakturerna i Sverige och dessutom en av de

vanligaste frakturerna som anmäls till Personskaderegleringen (1,2). Enligt Cochrane

efterlyses randomiserade studier om hur distala radiusfrakturer bäst rehabiliteras och hur de

som behöver rehabilitering skall kunna identifieras (22,24). Inga tidigare studier om distala

radiusfrakturer har undersökt beteendemedicinska faktorers inverkan på aktivitetsbegränsning

(28). Self-efficacy, rädsla-undvikandebeteende och katastroftänkande har visat sig vara

variabler som påverkar funktion, aktivitetsbegränsning och kronisk smärta hos

försökspersoner med andra diagnoser (33-37,39,40,42,43). Därför vore det av stort värde att

se om dessa faktorer har ett samband med aktivitetsbegränsning hos försökspersoner med akut

9 och subakut smärta vid den vanligaste radiusfrakturen Colles’fraktur. För att kunna

genomföra studier om detta krävs reliabilitets- och validitetstestning av befintliga instrument.

Syfte

Syftet var att undersöka intrabedömarreliabilitet och reliabilitet i form av homogenitet hos

instrument som mäter beteendefaktorer, funktion och aktivitetsbegränsning hos patienter med

Colles’ fraktur och att undersöka spridningen av svarsalternativ på de olika skalorna. Ett

ytterligare syfte var att undersöka samtida validitet mellan DASH och PRWE.

Frågeställningar

1. Vilken spridning hade svarsfrekvensen på Patient Rated Wrist Evaluation (PRWE),

Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand Outcome Questionnaire (DASH), The Tampa

Scale of Kinesiophobia (TSK), delen om Katastroftänkande (KAT) i The Coping Strategies

Questionnaire (CSQ) och Self-Efficacy Scale (SES) för patienter med Colles’ fraktur mätt

med 2-5 dagars intervall

a) för grupp 1 i samband med 10-dagarskontrollen efter frakturtillfället?

b) för grupp 2 i anslutning till avgipsningen fyra veckor efter frakturtillfället?

2. Vilken grad av intrabedömarreliabilitet mätt med Cohen's kappa förelåg i PRWE, DASH,

TSK, KAT i CSQ och SES med avseende på stabilitet inom ett 2-5 dagars intervall?

b) Förelåg någon skillnad mellan grupperna?

3a) Vilken grad av reliabilitet med avseende på homogenitet mätt med Cronbach alpha förelåg

i PRWE, DASH, TSK, KAT i CSQ och SES för patienter med Colles´ fraktur i grupp 1

respektive 2?

b) Förelåg någon skillnad mellan grupperna?

4a) Vilken grad av samtidig validitet förelåg mellan de svenska versionerna av PRWE och

DASH mätt med Goodman-Kruskal's gamma för grupp 1 respektive 2?

b) Förelåg någon skillnad mellan grupperna?

10

METOD

Design

Studien var psykometrisk då den avsåg att mäta samtidig validitet mellan PRWE och DASH

samt reliabilitet, i form av stabilitet och homogenitet hos dessa instrument. Stabilitet och

homogenitet mättes också i TSK, KAT i CSQ och SES. Studiens design var deskriptiv då den

beskrev spridning av svarsfrekvenser av variablerna aktivitetsbegränsning mätt med

självrapporteringsinstrumenten PRWE och DASH, rädsla-undvikandebeteende mätt med

TSK, katastroftänkande mätt med KAT i CSQ och self-efficacy mätt med SES. Även en test-

retestdesign användes då stabiliteten i instrumenten mättes inom ett intervall av 2 till 5 dagar

och en korrelativ design då samband mellan DASH och PRWE som båda mäter

aktivitetsbegränsning undersöktes.

Urval

Ett konsekutivt bekvämlighetsurval gjordes. Inklusionskriterier var patienter med Colles’

fraktur med synbar felställning på röntgen och som var immobiliserade med gipsskena eller

cirkulärgips. De skulle förstå talad och skriven svenska och vara i arbetsför ålder mellan 18

och 67 år. Stiftade frakturer, rereponerade frakturer och bilaterala frakturer exkluderades.

Patienter med tidigare skador i frisk eller nyskadad arm och hand som medfört sämre funktion

exkluderades. Patienter med kända systemsjukdomar och neurologiska sjukdomar uteslöts

också från studien. Två grupper av försökspersoner (fp) deltog i studien, grupp 1 och grupp 2.

Data samlades in medan fp hade frakturen gipsad. Grupp 1 bestod av samtliga personer med

Colles’ fraktur som hade kallats till 10-dagarskontroll på ortopedmottagningen vid Gävle

sjukhus och som passade in på inklusions- och exklusionskriterierna. Försökspersonerna i

grupp 1 var bosatta i Gästrikland, södra Hälsingland eller norra Uppland. Via röntgensvaren

urskiljdes de patienter som uppfyllde inklusionskriterier. Datainsamlingen för grupp 1 ägde

rum mellan september 2004 och oktober 2005. Försökspersonerna i grupp 2 inkluderades i

anslutning till avgipsningstillfället hos sjukgymnast. Försökspersonerna var remitterade till

Sjukgymnastik Primärvården Gästrikland på hälsocentralen Södertull för avgipsning.

Samtliga hade Colles’ fraktur och uppfyllde inklusionskriterierna. Inför avgipsningen ringdes

fp upp och tillfrågades om deltagande i studien. Dessa fp var bosatta i östra Gästrikland.

Datainsamlingen för grupp 1 ägde rum mellan november 2005 och augusti 2007.

11 Försökspersoner

Grupp 1 Sextio personer tillfrågades av undersköterska eller sjuksköterska på

ortopedmottagningen (bilaga 1a). Sex personer tackade nej till att deltaga i studien. Av de

återstående 54 personerna exkluderades 32 fp då de inte uppfyllde inklusionskriterierna. Av

de exkluderade fp var 24 kvinnor och 8 män. Medelålder var 51 år (26-74 år). De

exkluderade fp och orsaker till att de exkluderades visas i tabell I.

Återstående 22 fp inkluderades i studien. Av dem uteslöts en fp då för många svar saknades i

formulären, två fp hade sju respektive 31 dagar mellan svaren och tre fp svarade ej på omgång

B. Av dessa fp var tre kvinnor och tre män och deras medelålder var 49 år (31-60 år). Det

externa bortfallet var 27 %. Av de återstående 16 fp var 13 kvinnor och tre män. Medelåldern

för gruppen var 52 år (SD 12 och variationsvidd 36-67 år). Bakgrundsdata för grupp 1 visas i

tabell II. I grupp 1 gjordes den första datainsamlingen, tillfälle A, tio dagar efter

frakturtillfället och tillfälle B ägde rum 2-5 dagar senare. Medeltalet mellan de två

mätningarna var 3,6 dagar och medianen var 3 dagar.

Tabell I. Exkluderade försökspersoner och orsaker till att de exkluderades från grupp 1. n = 32 Orsaker n ___________________________________________________________________________ Ej Colles’ fraktur 14

Operation 7

Ålder över 67 år 4

Stroke 1

Tidigare frakturer i en arm 2

Skada i frisk arm eller hand

som medfört sämre funktion 2

Skada i den nu skadade handen eller

armen som medfört sämre funktion 2

Grupp 2 Tjugofyra fp tillfrågades av författaren eller två andra sjukgymnastkollegor. En man

och en kvinna tackade nej till att deltaga. Två fp tillfrågades på felaktiga kriterier. En av dem

12 hade en systemsjukdom och en fp hade en tidigare skada i den icke-skadade handen eller

armen.

20 fp inkluderades i studien. En fp avbröt deltagandet efter första omgången och två fp hade

endast en dag mellan svaren. En fp glömde omgång A hemma och skickade ej in den senare.

De fyra fp som föll bort under studien var kvinnor med en medelålder på 44 år (23-64 år). Det

externa bortfallet var 20 %. I grupp 2 var 11 kvinnor och 5 män och för de 16 fp var

medelåldern 50 år (SD 13 och variationsvidd 18-65 år). Bakgrundsdata för grupp två visas i

tabell II. I grupp 2 ägde tillfälle A rum 2-5 dagar före avgispningen dvs tidsmässigt ca 11-14

dagar senare än tillfälle B i grupp 1. Tillfälle B för grupp 2 ägde rum fyra veckor efter

frakturtillfället. Medeltalet mellan de två mätningarna var 3,8 dagar och medianen var 4

dagar.

Etiska övervägande

Studien är etiskt granskad och godkänd av lektorsgruppen vid Enheten för sjukgymnastik vid

Uppsala universitet (bilaga 2). Deltagarna i studien fick i samband med första utdelningen av

självrapporteringsinstrumenten en muntlig och skriftlig information (bilaga 3) där de

informerades om syftet med studien. I informationen stod också att deltagandet i studien var

frivilligt, att de fick avbryta deltagandet när som helst utan att ange orsak och att det inte

skulle påverka behandlingen. De informerades om att deras identitet, liksom uppgifterna de

lämnade, skulle behandlas konfidentiellt. Godkännande av studien har erhållits av

verksamhetschefen på Sjukgymnastik Primärvården Gästrikland (bilaga 4) och klinikchefen

och chefsöverläkaren på Ortopedkliniken på Gävle sjukhus (bilaga 5)

Tabell II. Bakgrundsdata för grupp 1 (n = 16) och grupp 2 (n = 16).

Grupp 1 Grupp 2 Bakgrundsdata n n Kön Kvinna 13 11 Man 3 5 Hänthet Högerhänt 15 12 Vänsterhänt - 2 Höger och vänsterhänt 1 - Ej svarat - 2 Yrkesarbetande Ja 10 11

13 Nej 6 5 Sjukskriven Nej 8 8 Ja, pga den nu - -

skadade underarmen 7 7 Ja, men pga annat. 1 1 Sjukgymnastik sedan skadetillfället Nej. 14 9

Ja, pga den nu - - skadade underarmen. 2 5 Ja, men pga annat. - - Ej svarat - 2

___________________________________________________________________________

Datainsamlingsmetod

Data samlades in med enkäter som utgjordes av nedanstående fem

självrapporteringsinstrument. Ett frågeformulär utformades om bakgrundsfaktorer och

kontrollfrågor angående exklusionskriterierna för studien (bilaga 6).

Patient Rated Wrist Evaluation (PRWE), Patientens skattade värdering av handledens

funktion, (bilaga 7) är ett självskattningsformulär som mäter smärta, aktivitetsbegränsning och

delaktighetsinskräkning. Delaktighetsinskränkning innefattar ADL, hushållsarbete, arbete

och fritidsaktiviteter. Formuläret består av 15 frågor varav fem om smärta, sex om

aktivitetsbegränsning och fyra om delaktighetsinskränkning. Försökspersonerna får skatta

enligt en elvagradig skala där 0 = ingen smärta/kan utföra utan svårighet och 10 = värsta

tänkbara smärta/kan ej utföra. En totalpoäng mellan 0 och 100 poäng erhålls genom att de tio

frågorna om aktivitetsbegränsning och om delaktighetsinskränkning summeras och sedan

divideras med två innan de summeras med poängen på frågorna om smärta. PRWE översattes

på gängse sätt till svenska. Två sjukgymnaster med mycket goda kunskaper i engelska

ombads granska översättningen. Den nya versionen lämnades ut för kommentarer till åtta

lärare i sjukgymnastik. Sjukgymnasterna på en handkirurgisk klinik, ombads att pröva och

kommentera formulärets utformning och innehåll samt redogöra för eventuella svårigheter för

patienter att förstå frågorna eller markera svaren. De språkliga synpunkter som kom fram

användes i en ny version som återöversattes till engelska av en engelskfödd översättare

boende i Sverige. Översättningar som inte stämde överens med den amerikanska

ursprungsversionen diskuterades. Reliabiliteten i amerikanska ursprungsversionen testades på

fp som sex månader innan testtillfällena hade opererats för handledsfraktur. Reliabiliteten

14 mätt som stabilitet mätt med intraklass korrelationskoefficient (ICC) var 0,93. Mätningen

gjordes med två till sju dagars mellanrum (47).

DASH, Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand Outcome Questionnaire (DASH) (bilaga

8), är ett självskattningsformulär som består av 25 frågor om aktivitetsbegränsning och fem

frågor om symtom från arm, skuldra och hand. På en fem-gradig skala får fp skatta från ingen

svårighet/inga symtom till omöjlig att göra/mycket svåra symtom. Ytterligare två skalor med

fyra frågor vardera avseende sport och/eller musik respektive arbetsförmåga är möjliga att

inkludera. En totalpoäng mellan 0 och 100 poäng beräknades på var och en av de tre skalorna

enligt en speciell mall (48). Sammanlagt kan 300 poäng uppnås på hela formuläret. Noll

poäng innebär ingen aktivitetsbegränsning och 100 poäng innebär allvarligaste grad av

aktivitetsbegränsning. Reliabiliteten och validiteten hos den svenska versionen testades på fp

som hade besvär från övre extremiteterna med en duration överstigande två månader

Reliabiliteten mätt som homogenitet mätt med Cronbach alpha var 0.96 för aktivitets- och

symtomdelen och 0.94 för de två tilläggsskalorna. Reliabiliteten mätt som stabilitet för

aktivitets- och symtomdelen mätt med ICC var 0.92, testat med tre till sjutton dagars

mellanrum (49).

The Tampa Scale of Kinesiophobia (TSK) (bilaga 9) är ett självskattningsinstrument som

mäter rörelserädsla/rädsla för att skada sig på nytt. Det består av17 påståenden om att ha ont

och att röra sig där fp får skatta instämmandegrad på en fyragradig skala från instämmer inte

alls = 1 poäng till instämmer helt = 4 poäng. Poängen på fråga 4, 8, 12 och 16 inverteras och

därefter beräknas en totalsumma mellan 17 och 68 poäng. Hög poäng innebär stor

rörelserädsla/rädsla för att skada sig på nytt. Reliabiliteten mätt som homogenitet vid mätning

på fp med kronisk lumbal smärta mätt med Cronbach alpha var 0.77 (44). För akut lumbal

ryggsmärta var homogeniteten Cronbach alpha = 0.70 och stabiliteten Pearson's r = 0.78

testat med högst ett dygns mellanrum (50). Reliabiliteten mätt som homogenitet, i den

svenska versionen har testats vid två tillfällen och Cronbach alpha var 0.74 respektive 0,83.

Båda grupperna med fp utgjordes av fp med muskeloskeletal smärta i ländrygg och/eller

nacke och skuldror. Sjutton procent av fp hade subakuta besvär och drygt 80 % hade kroniska

besvär (42).

15 Delen om katastroftänkande i The Coping Strategy Questionnaire (KAT i CSQ) (bilaga

10) består av sex påståenden rörande tankar om smärta. Försökspersonen får skatta på en

sjugradig skala, 0-6, där 0 = att man aldrig tänker eller gör så här och 6 = att man alltid tänker

eller gör så här. Totalsumman ligger mellan 0 och 36 poäng, där hög poäng innebär hög grad

av katastroftänkande som copingstrategi. Reliabilitet mätt som homogenitet hos fp som hade

kronisk lumbal smärta var i ursprungsversionen av KAT mätt med Cronbach alpha 0.78. (35).

Stabilitet för den svenska versionen av KAT mätt med Spearman's korrelationskoefficient rs

var 0.82. Stabiliteten testades med två veckors mellanrum. Försökspersonerna hade kronisk

patellofemural smärta (46). Reliabiliteten mätt som homogenitet, i den svenska versionen av

KAT har testats vid två tillfällen och Cronbach alpha var 0.85 respektive 0,86.

Försökspersonerna i båda grupperna hade muskeloskeletal smärta i ländrygg och/eller nacke

och skuldror. 17 % av patienterna hade subakuta besvär och drygt 80 % hade kroniska besvär

(42).

Self-efficacy Scale (SES) (bilaga 11) är ett självskattningsinstrument med 20 vanliga

vardagliga sysslor och aktiviteter där försökspersonerna får skatta på en elvagradig skala, från

0-10 hur säkra de är på sin förmåga att utföra aktiviteterna. Noll betyder att man inte är säker

alls och 10 betyder att man är mycket säker på sin förmåga. En totalsumma mellan 0 och 200

poäng beräknas. God reliabilitet, beräknat som homogenitet, i två stickprov visade Cronbach

alpha = 0.93 respektive 0.95, i den svenska versionen. Båda patientgruppen utgjordes av

patienter med muskeloskeletal smärta i ländrygg och/eller nacke och skuldror, 17 % av

patienterna hade subakuta besvär och drygt 80 % hade kroniska besvär (42). I

ursprungsversionen var Cronbach alpha = 0.97 och var testat på patienter med kronisk lumbal

smärta (45).

Tillvägagångssätt

Grupp 1 De fp som gav sitt informerade samtycke till att medverka i studient ombads att fylla

i ena uppsättningen med självrapporteringsformulär när fp kom för 10-dagarskontroll till

ortopedmottagningen. Distribuering av formulären utfördes av undersköterska eller

sjuksköterska på ortopedmottagningen (bilaga 1a). Om fp ej kunde fylla i formulären själv,

fick fp ta hjälp av annan person. Det tog ca 30 min att fylla i formulären. När fp lämnat in

formulären till ansvarig undersköterska på mottagningen fick fp en andra uppsättning av

formulär och instruerades muntligt och skriftligt (bilaga 12a) att fylla i dem 2-5 dagar senare i

16 hemmet. Frankerade svarskuvert bifogades. Efter att 16 fp hade tackat ja till att deltaga,

men endast sex fp hade fyllt i och skickat in den andra datainsamlingen, beslöt författaren att

ringa upp fp 2-5 dagar efter den första datainsamlingen. Vid detta tillfälle erbjöds fp också att

fylla i den andra uppsättningen per telefon.

Grupp 2 tillfrågades om deltagande per telefon av författaren eller författarens

sjukgymnastkollegor (bilaga 1b). De som gav sitt informerade samtycke till att medverka i

studien fick i samband med telefonsamtalet besvara formuläret om bakgrundsfaktorer (bilaga

6) för att kontrollera att personer med exklusionskriterier uteslöts. De fem

självrapporteringsinstrumenten (bilaga 7-11) skickades hem till patienten med muntlig och

skriftlig instruktionen (bilaga 12b) att fylla i dem 2-5 dagar innan avgipsningen. Den andra

omgången frågeformulär fylldes i på sjukgymnastikmottagningen på hälsocentralen Södertull,

före avgipsningen.

Databearbetningsmetoder

För att beskriva svarsfrekvenserna användes deskriptiv statistik i Statistical Packages for the

Social Sciences (SPSS). Samtliga data är ordinaldata varför icke-parametrisk statistik

användes. Median, kvartilavvikelse och variationsvidd beräknades. För att beräkna

reliabiliteten mätt som stabilitet hos PRWE, DASH, TSK, KAT i CSQ och SES användes

Cohen's Kappa enligt formeln K = (fo− fe)/(N-f e) (51). fo är antalet obseravtioner där

bedömarna är eniga eller där mättillfällena visar samma svar. fe står för det förväntade antalet

observationer där enighet råder som beror av slumpen. N står för det totala antalet

observationer. Kappamåttet valdes eftersom det tar hänsyn till slumpen i motsats till

procentuell överensstämmelse. Ett kappavärde som är lika med 0 innebär att svaren ej fördelat

sig på annat sätt än vad de slumpmässigt skulle ha gjort. Den perfekta överensstämmelsen är

1,0 (51,52). Stabiliteten i ett instrument är god när skillnaden i resultat är så liten som möjligt

mellan två mättillfällen eller två olika bedömare (53). För att beräkna reliabiliteten mättes

homogenitet hos PRWE, DASH, TSK, KAT i CSQ och SES med Cronbach alpha enligt

formeln α(s) = (k * r ) / 1 + (k-1) r (55). k anger antal svar i respektive instrumentet och r

anger medelkorrelationerna mellan frågorna i instrumentet. Om Cronbach alpha är högre än

0,7 har en acceptabel homogenitet uppnåtts (52-54). Med homogenitet avses den inre

stabiliteten i t ex ett frågeformulär, dvs. i vilken grad olika delar av mätinstrument mäter

17 samma dimension av en variabel (53). För att beräkna samtidig validitet mellan DASH

och PRWE användes konkordansmåttet Goodman-Kruskal's gamma enligt formeln

G = (SC− SD)/(SC+ SD) (55). SC anger antalet par som har samma ordning, dvs är konkordanta

och SD anger antalet par som är oordnade, dvs är diskordanta. Graden av konkordans, eller

ordning, mellan två skalor är en indikation på samtidig validitet. För att ha god validitet skall

två skalor vara konsistenta och utbytbara emot varandra. Två skalor med hög konkordans är

konsistenta och utbytbara (56). Högsta värdet på Goodman-Kruskal's gamma är 1,0. Om

gamma är positivt är sannolikheten större att få ordnade par än oordande par. Med ordnade

par menas att resultaten från båda instrumenten överensstämmer med varandra. Goodman-

Kruskal's gamma kan tolkas som procentuell konkordans (57). Som signifikansnivå valdes (p

< 0,01).

RESULTAT

Först redovisas det interna bortfallet, därefter redovisas svarsfrekvensernas spridning, grad av

intrabedömarreliabilitet, reliabilitet med avseende på homogenitet och samtidig validitet.

Det interna bortfallet ersattes för enskilda svar av gruppmedianvärdet i PRWE, TSK och SES.

Uteblivna svar i DASH ersattes upp till tre svar av medelvärdet från den enskilda personens

övriga svar. Om fler än fyra svar saknades gick det ej att beräkna score på DASH (48).

Enskilda svar i PRWE ersattes i grupp 1 och 2 i fyra respektive fem fall och i DASH i fem fall

i vardera gruppen. I TSK ersattes nio fall i grupp 1 och i SES i fem fall i grupp 1 och fyra fall

i grupp 2. Ingen enkät understeg 80 % i svarsfrekvens.

Spridning av svarsfrekvens

Spridning av svarsfrekvens för grupp 1 och 2 redovisas i tabell III och IV. I tabell III

redovisas median och variationsvidd och i tabell IV redovisas kvartilavvikelse. I de

instrument som mätte handledens funktion och aktivitetsbegränsning minskade medianerna

och kvartilavvikelserna från tillfälle A till tillfälle B i båda grupperna, se tabell III och IV.

Rörelserädsla mätt med TSK minskade med ett fåtal poäng vilket framgick av

kvartilavvikelse, minimum- och maximumvärde för grupp 1. För grupp 2 däremot ökade

medianen och maximumvärdet med tre respektive en poäng. Copingstrategin

katastroftänkande var låg i båda grupperna. Medianerna var lägre i grupp 2 än i grupp 1, men

18 maximumvärdena var högre i grupp 2, se tabell III. Tilltro till den egna förmågan mätt

med SES ökade mellan de båda mättillfällena i grupp 2 och minskade i grupp 1, se tabell III.

Tabell III. Median (Md), Variationsvidd (range) för PRWE som mäter handledens funktion, DASH som mäter aktivitetsbegränsning, TSK som mäter rörelserädsla, KAT i CSQ som mäter katastroftänkande och SES som mäter tilltro till den egna förmågan för grupp 1 (n = 16) och grupp 2 (n = 16) vid två tillfällen, A respektive B, med 2-5 dagars mellanrum. _________________________________________________________________________

Grupp 1 Grupp 2 A B A B

Mätinstrumenta Md [range] Md [range] Md [range] Md [range] ___________________________________________________________________________

PRWE 70,7 [20,5-89,5] 67,7 [23,5-91,0] 57,7 [26,0-90,5] 48,0 [11,0-93,0] Totalpoäng 0-100

DASH 61,2 [22,5-88,3] 53,7 [17,5-86,7] 48,7 [18,3-80,0] 39,6 [10,8-76,7] Totalpoäng 0-100

TSK 34,0 [25,0-56,0] 34,0 [23,0-47,0] 33,0 [21,0-51,0] 36,0 [20,0-52,0] Totalpoäng 17-68 KAT i CSQ 2,5 [00,0-18,0] 2,5 [00,0-18,0] 00,0 [00,0-25,0] 00,0 [00,0-31,0] Totalpoäng 0-36

SES 119,5 [87,0-170,0] 115,0 [33,0-163,0] 133,0 [0,0-200,0] 150,0 [33,0-200,0] Totalpoäng 0-200 ___________________________________________________________________________ aPRWE = Patient Rated Wrist Evaluation , DASH = Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand Outcome Questionnaire, TSK = The Tampa Scale of Kinesiophobia , KAT = delen om katastroftänkande (KAT) i CSQ = The Coping Strategies Questionnaire och SES = Self-Efficacy Scale

Tabell IV. Kvartilsavvikelse (Q) för PRWE som mäter handledens funktion, DASH som mäter aktivitetsbegränsning, TSK som mäter rörelserädsla, KAT i CSQ som mäter katastroftänkande och SES som mäter tilltro till den egna förmågan för grupp 1 (n = 16) och grupp 2 (n = 16) vid två tillfällen, A respektive B, med 2-5 dagars mellanrum.

19 ___________________________________________________________________________ Grupp 1 Grupp 2 A B A B Mätinstrumenta Q1 Q3 Q1 Q3 Q1 Q3 Q1 Q3 ___________________________________________________________________________ PRWE 59,5 83,5 58,1 78,9 38,5 70,3 31,0 61,0

DASH 46,6 72,5 41,7 64,6 33,5 58,1 21,9 56,9

TSK 30,0 40,2 29,0 39,7 27,2 42,0 25,2 42,0

KAT i CSQ 1,0 4,7 0,0 6,0 0,0 5,0 0,0 3,75

SES 109,0 139,2 101,7 133,7 106,7 163,0 84,2 173,2

___________________________________________________________________________ aPRWE = Patient Rated Wrist Evaluation, DASH = Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand Outcome Questionnaire, TSK = The Tampa Scale of Kinesiophobia, KAT = delen om katastroftänkande (KAT) i CSQ = The Coping Strategies Questionnaire och SES = Self-Efficacy Scale.

Intrabedömarreliabilitet med avseende på stabilitet

Graden av intrabedömarreliabilitet som föreligger hos varje fråga mellan test och retest

beräknades med kappa (κ), se tabell V och IV. Frågorna delades in i fem olika nivåer, utifrån

värdet på kappan, vilket föreslås enligt Brennan och Silman (58). Antal frågor per nivå

redovisas för PRWE och DASH i tabell V och för TSK, KAT i CSQ och SES i tabell VI. För

båda grupperna gjordes mätningarna med 2-5 dagars mellanrum.

För samtliga instrument var graden av stabilitet beräknad med kappa högre för fler frågor i

grupp 2 jämfört med grupp 1. I grupp 2 var stabiliteten god för fråga 26 i DASH, fråga 5 och

12 i TSK och frågorna 8, 9, 17 och 20 i SES. I KAT i CSQ ingår sex frågor. Stabiliteten var

mycket god respektive god för fråga 3 respektive 5 i grupp 1. I KAT i CSQ i grupp 2 var

stabiliteten god för fråga 2 och 4. Ingen av de 15 frågorna i PRWE uppnådde nivån god.

20 Tabell V. Intrabedömarreliabilitet hos PRWE som mäter handledens funktion och DASH som mäter aktivitetsbegränsning. Intrabedömarreliabilitet beräknad med kappa med 2-5 dagars intervall. Fördelning av antal svar på fem nivåer utifrån värdet av kappa för grupp 1 (n = 16) och grupp 2 (n = 16). __________________________________________________________________________ Mätinstrumenta PRWE DASH ___________________________________________________________________________ Kappa- Grupp 1 Grupp 2 Grupp 1 Grupp 2 nivåer_____________________________________________________________________ Mycket god - - - - 0,81-1,00

God - - - 1 0,61-0,80

Moderat 3 4 8 10 0,41-0,60

Rimligt 3 9 11 13 0,21-040

Dåligt 9 2 11 6 <0-20 ___________________________________________________________________ aPRWE = Patient Rated Wrist Evaluation och DASH = Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand Outcome Questionnaire. Tabell VI. Intrabedömarrelibilitet för TSK som mäter rörelserädsla, KAT i CSQ som mäter katastroftänkande och SES som mäter tilltro till den egna förmågan. Intrabedömarreliabilitet beräknad med kappa med 2-5 dagars intervall. Fördelning av antal svar på fem nivåer utifrån värdet av kappa för grupp 1 (n = 16) och grupp 2 (n = 16). Mätinstrumenta TSK KAT i CSQ SES ___________________________________________________________________________ Kappa- Grupp 1 Grupp 2 Grupp 1 Grupp 2 Grupp 1 Grupp 2 nivåer ___________________________________________________________________________ Mycket god - - 1 - - - 0,81-1,00

God - 2 1 2 - 4 0,61-0,80

Moderat 4 4 1 2 3 7 0,41-0,60

Rimligt 6 9 3 2 8 7 0,21-040

Dåligt 7 2 - - 9 2 <0-20 ___________________________________________________________________________ aTSK = The Tampa Scale of Kinesiophobia och KAT = delen om katastroftänkande i CSQ = The Coping Strategies Questionnaire och SES = Self-Efficacy Scale

21 Reliabilitet med avseende på homogenitet

Homogeniteten för hela instrumenten och för delområdena i PRWE och DASH redovisas i

tabell VII. I grupp 2 var skillnaden mellan tillfälle A och B 0,11 respektive 0,10 i Cronbach

alpha för delområdena aktivitetsbegränsning respektive delaktighetsinskränkning i PRWE.

För hela PRWE och delområdena aktivitetsbegränsning och delaktighetsinskränkning var

Cronbach alpha något lägre för grupp 2 vid tillfälle A jämfört med de övriga tre mättillfällena.

För symtomdelen i DASH var skillnaden 0,13 mellan tillfälle A och B i grupp 2. För

instrumenten som mätte beteendemedicinska faktorer var Cronbach alpha lägre för grupp 1

vid både mättillfällena jämfört med båda tillfällena för grupp 2. Acceptabel homogenitet

uppnåddes ej i delområdet symtom i DASH för grupp 2 vid tillfälle A och TSK för grupp 1

vid tillfälle B, se tabell VII.

Vid beräkning av homogenitet för de enskilda frågorna i förhållande till varandra var det vissa

frågor som påverkade Cronbach alpha negativt och vissa frågor som bidrog till ett högre

värde. I PRWE var det var fråga 13 i grupp 1 tillfälle A och fråga 14 vid tillfälle A i grupp 2 i

delområde delaktighetsinskränkning som ökade Cronbach alpha mest. I grupp 2 vid tillfälle A

i PRWE i delen om aktivitetsbegränsning varierar inte de enskilda frågorna i så hög grad, men

fem av sex frågor bidrog till ett ökat värde av Cronbach alpha och fråga 11 inverkade negativt

på Cronbach alpha. De frågor som bidrog mest till ett ökat Cronbach alpha i DASH var fråga

24, 25 och 27 i delen om symtom för grupp 2 vid tillfälle A och fråga 26 bidrog till en

minskning. Graden av homogenitet var lägst i delen om symtom i DASH vid mättillfälle A i

grupp 2, se tabell VII. Cronbach alpha var näst lägst i TSK tillfälle B följt av tillfälle A, båda i

grupp 1. Vid tillfälle B i TSK bidrog fråga 15 med en ökning av Cronbach alpha.

Graden av homogenitet mätt med Cronbach alpha var högst i båda grupperna i hela PRWE,

hela DASH och delområde aktivitetsbegränsning. I grupp 2 var homogeniteten hög i KAT i

CSQ och SES vid båda tillfällena.

22 Tabell VII. Homogenitet beräknad med Cronbach alpha (α) för PRWE som mäter handledens funktion, DASH som mäter aktivitetsbegränsning, TSK som mäter rörelserädsla, KAT i CSQ som mäter katastroftänkande och SES som mäter tilltro till den egna förmågan i grupp 1 (n = 16) och grupp 2 (n = 16) vid två tillfällen, A respektive B, med 2-5 dagars intervall.

Grupp 1 Grupp 2

Mätinstrumenta A B A B ___________________________________________________________________________ PRWE 0,94 0,94 0,89 0,95

– smärta 0,82 0,88 0,88 0,92

– aktivitetsbegränsning 0,93 0,91 0,83 0,94

– delaktighetsinskräkning 0,84 0,91 0,80 0,90

DASH 0,94 0,95 0,93 0,96

– aktivitetsbegränsning 0,94 0,94 0,93 0,96

– symtom 0,83 0,81 0,65 0,86

TSK 0,73 0,68 0,78 0,82

KAT i CSQ 0,90 0,88 0,96 0,97

SES 0,79 0,87 0,93 0,95

___________________________________________________________________________ aPRWE = Patient Rated Wrist Evaluation, DASH = Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand Outcome Questionnaire, TSK = The Tampa Scale of Kinesiophobia , KAT = delen om katastroftänkande i CSQ = The Coping Strategies Questionnaire och SES = Self-Efficacy Scale.

Samtidig validitet

Graden av samtidig validitet mellan PRWE och DASH mätt med Goodman-Kruskal's gamma

var vid det första tillfället 0,66 (p < 0,01) för grupp 1 och 0,64 vid det andra tillfället

(p < 0,01). För grupp 2 var graden av samtidig validitet vid det första tillfället 0,66 (p < 0,01)

och vid det andra tillfället 0,72 (p < 0,01). Tillfälle B skiljde sig med 0.08 mellan båda

grupperna.

23

DISKUSSION

Resultatsammanfattning

Spridningsmåtten median, variationsvidd och kvartilavvikelse visade alla att det skedde en

förbättring av funktionen, mätt med PRWE, och att aktivitetsbegränsningen, mätt med DASH,

minskade mellan tillfälle A och B i båda grupperna. Tilltron till den egna förmågan, mätt med

SES, förbättrades i grupp 2 mellan tillfälle A och B. Förändringen avspeglades i de låga

resultaten av test-retest där alla värden utom ett låg under kappanivån god stabilitet, κ = 0.61,

för PRWE och DASH. Intrabedömarreliabilitet med avseende på stabilitet var högst för KAT

i CSQ som mäter katastroftänkande där en tredjedel av frågorna i både grupp 1 och 2 ligger

över kappavärdet 0,61 varav en fråga hade en mycket god stabilitet med värdet 1,0. För TSK

och SES var stabiliteten något bättre än för PRWE och DASH där majoriteten av frågorna

hade kappavärden under 0,60. Vid mätning av reliabilitet med avseende på homogenitet

innebär ett Cronbach alpha som är högre än 0,7 en acceptabel homogenitet. Detta uppnåddes

för samtliga instrument i sin helhet och för de flesta delområdena i PRWE och DASH. I

delområdet symtom i DASH vid tillfälle A i grupp 2 och TSK vid tillfälle B i grupp 1 var

homogeniteten lägre än 0,7. Graden av samtidig validitet mellan PRWE och DASH mätt med

Goodman-Kruskal's gamma var 0,66 respektive 0,64 för grupp 1 och 0,66 respektive 0,72 för

grupp 2.

Resultatdiskussion

I instruktionerna till PRWE och DASH, som mäter funktion respektive aktivitetsbegränsning,

uppmanades fp att skatta genomsnittlig/t symtom, funktion och förmåga utifrån senaste

veckan. Skattningarna ägde rum med 2-5 dagars intervall. Alltså utförde grupp 1 sin första

skattning utifrån tredje dagen efter frakturtillfället och en vecka framåt. Den andra skattningen

utfördes 12-15 dagar efter frakturtillfället. För grupp 2 ägde den andra skattningen rum efter

fyra veckor. Den första skattningen skedde högst fem dagar tidigare, alltså skattade fp

genomsnittlig/t symtom, funktion och förmåga tidigast utifrån 2,5 veckor efter frakturtillfället.

Under den tiden visade det sig att fp hade förbättrats en hel del, vilket spridningsmåtten

visade i båda grupperna. Troligen ägde en spontan förbättring rum genom läkningen.

När stabiliteten i instrumenten PRWE, DASH, TSK och KAT i CSQ tidigare har testats har

acceptabla värden har uppnåtts (46,47,49,50). Det är endast TSK som har testats vid akut

24 smärta. Intervallet mellan de båda mättillfällena var högst ett dygn (50). En förklaring till

de låga värdena på stabiliteten är att i den här studien var tiden mellan de båda mättillfällena

2-5 dagar, med ett medelvärde på 4 dagar för båda grupperna. Dessutom var det i ett akut

skede där den spontana läkningsprocessen kan påverka mätresultaten och en förändring kan

ske vilket kan ha påverkat stabiliteten under test-retest-intervallet. I DASH och PRWE

uppmanades fp att göra sina skattningar utifrån senaste veckan, vilket gör att tidsintervallet

blev längre vilket kan medföra ännu större förbättringar och förändringar av symtom, funktion

och aktivitetsbegränsning jämtfört med de i medeltal fyra dagar som gick mellan de båda

mättillfällena. I ett skede där förändringar av försökspersonernas status äger rum kan det vara

svårt att komma ihåg hur symtom, funktion och aktivitetsbegränsning var en vecka tillbaka

om inte fp förknippar den dagen med en speciell händelse, denna osäkerhet kan också påverka

stabiliteten. Antal frågor med högre grad av stabilitet är fler i grupp 2 än i grupp 1. Kanske

skulle det tyda på att läget var något stabilare för fp vid mättillfällena för grupp 2 jämfört med

tidpunkten för grupp 1. Utifrån svaren från de 6 fp varav 1 fp i grupp 1 och 5 fp i grupp 2 som

svarat med två dagars mellanrum, skulle eventuellt en högre grad av stabilitet ha uppnåtts för

alla instrument med ett dygn mellan skattningstillfällena förutom i TSK där svaren varierade i

båda riktningarna för fyra av sex fp.

Mängden svarsalternativ påverkar stabiliteten negativt eftersom chansen för

överensstämmelse mellan mättillfällena minskar med ökande antal svarsalternativ (58). Både

PRWE och SES har elva svarsalternativ vilket gör att det kan vara svårt att skatta exakt lika

från gång till gång.

En fråga som kan ställas är om fp blev uttröttade av de fem enkäterna och inte orkade sätta sig

in och svara på frågorna till fullo två gånger på relativt kort tid. Detta nämns även av Polit och

Beck som ett problem vid mätning av stabilitet (53). Endast sex av de första 16 fp i grupp 1

som inkluderades svarade på enkäterna en andra gång. När sedan fp kontaktades per telefon

mellan första och andra mättillfället svarade alla utom en fp. Tio fp besvarade andra

omgången av mätinstrument per telefon. Något som också påverkar stabiliteten är om fp

uppfattar instruktionerna och frågorna lika mellan gångerna. Ett par påståenden i TSK kräver

dessutom noggrann eftertanke för att förstå frågan, vilket kräver att fp verkligen sätter sig in i

påståendena. Eftersom kappamåttet försämras av litet antal fp, många svarsalternativ, framför

25 allt i PRWE och SES, och tidseffekten, dvs den förändring som sker mellan test och retest

var stabiliteten som kunde förväntas (58, Personlig kommunikation Hans Högberg 060815.

(59)).

För PRWE visade resultateten i den här studien god homogenitet, α = 0,89-0, 95.

Reliabiliteen mätt som homogenitet i DASH och i TSK överensstämmer med tidigare resultat

(42,44,49,50). I KAT i CSQ var graden av homogeniteten i den svenska versionen α = 0.85

respektive 0,86. I den här studien var α = 0,90 och 0,88 för grupp 1 och 0,96 och 0,97 för

grupp 2, alltså något bättre resultat i grupp 2 jämfört med den tidigare gjorda studien, där fp

hade subakut eller kronisk muskeloskeletal smärta i ländrygg och/eller nacke och skuldror

(42). Graden av homogenitet i SES var densamma för grupp 2 som tidigare stickprov har visat

där den svenska versionen har testats (42). I ursprungsversionen var α = 0,97 och fp hade

kronisk lumbal smärta (45). För grupp 1 i den här studien var graden av homogenitet lägre

α = 0,79 respektive 0,87.

För grupp 1 vid tillfälle B i TSK var graden av homogenitet näst sämst av alla instrument, α

= 0,68. Endast symtomdelen i DASH för grupp 2, tillfälle A var sämre, α = 0,65. TSK består

av 17 påståenden om att röra sig även om man har ont vilket fp skall förhålla sig till. Dessa

påståenden kräver noggrann eftertanke, vilket kan resultera i en minskad homogenitet genom

att fp kan ha missuppfattar påståendet och skattat tvärtemot sin uppfattning. Det är endast ett

fåtal påståenden som kan påverkas av fp förändrade tillstånd under testintervallet eftersom de

flesta påståendena handlar om smärta och rörelser generellt. En fp kommenterade deltagandet

i studien enligt följande ”det var intressant att få vara med eftersom jag blev uppmärksammad

på de psykologiska faktorerna genom frågorna”. Att bli uppmärksammad på sitt beteende kan

förändra ett beteende och göra att svaren skiftar mellan gångerna.

Största skillnaden mellan tillfälle A och B iakttas i symtomdelen i DASH i grupp 2. Cronbach

alpha var 2,1 tiondelar högre vid tillfälle B jämfört med tillfälle A. Större skillnader mellan

tillfälle A och B fanns också i frågor delaktighetsinskräkning för PRWE i båda grupperna och

i delområdet om aktivitetsbegränsning, PRWE, tillfälle A för grupp 2. I de nämnda fyra

delområdena varierade frågorna mer än i andra instrument och delområden. I PRWE, grupp 1,

var det fråga 13, i delen om frågor om delaktighetsinskräkning, som bidrog mest till Cronbach

alpa. Där skulle fp skatta hur stor svårighet de upplevde vid utförande av hushållsarbete. I

26 grupp 2 tillfälle A var det fråga 14 i delen om frågor om delaktighetsinskräkning, PRWE,

som bidrog mest till Cronbach alpha. Där skulle fp skatta svårigheten de upplevt vid

utförande av sitt yrkesarbete eller annat dagligt arbete. Lika många fp var sjukskrivna i båda

grupperna. Skillnaden mellan grupperna var att i grupp 2 arbetande elva fp jämfört med tio fp

i grupp 1. I grupp 2 var det två fler män. Männens medelålder var lägre i grupp 2, 44 år

jämfört med 56 år. Fyra av fem män arbetade i grupp 2 jämfört med en man av tre i grupp 1.

Detta kan ha bidragit till att fråga 14 om arbete var viktigare för grupp 2.

I delområdet om aktivitetsbegränsning, PRWE, uppmanades fp att skatta svårigheten med sex

specifika aktiviteter. För grupp 2, tillfälle A, var det fråga 7, att skära kött med kniven i den

skadade handen, som bidrog mest till Cronbach alpha. Fråga 11, att använda toalettpapper

med den skadade handen vid toalettbesök minskade Cronbach alpha. Vid tillfälle Β i grupp 2

var det fortfarande fråga 11 som drog ner Cronbach alpha, men det var fråga 10 att bära ett

föremål som väger 5 kilo i den skadade handen som bidrog mest till Cronbach alpha.

I avsnittet om symtom i DASH uppmanades fp att ange svårighetsgraden av sina symtom de

senaste sju dagarna. Fråga 24 och 25 behandlar värk och smärta, fråga 26 stickningar

(sockerdrickskänsla), fråga 27 svaghet och fråga 28 stelhet. I tillfälle A, grupp 2, bidrog

frågorna 24, 25 och 27 mest till Cronbach alpha. Fråga 26 påverkade värdet på Cronbach

alpha negativt. Vid tillfälle B i grupp 2 var det fortfarande fråga 27 som bidrog mest till

Cronbach alpha. Smärta, svaghet och stelhet är vanliga symtom vid radiusfrakturer och

symtomen kan bli kvarstående under flera år efteråt (9,12,19-21). Stickningar och

sockerdrickskänsla däremot är symtom på nervpåverkan och det är ej ett lika vanligt symtom

som de övriga symtomen är, vilket kan ha medfört att denna fråga skiljde sig från de övriga

frågorna i symtomdelen (18).

I majoriteten av instrumenten och dess delområden ökade graden av homogenitet mellan

tillfälle A och B. Spridningsmåtten visar en förbättring av försökspersonernas funktion och att

de hade fått en minskad aktivitetsbegränsning. Tilltron till den egna förmågan förbättrades i

grupp 2. Den låga graden av stabilitet visade på en förändring av tillståndet. Förbättringar och

förändringar påverkar även graden av homogenitet. Är graden av homogeniteten hög i ett

instrument mäter instrumentet samma dimension av variabeln. Med ökad grad av homogenitet

27 bör fler frågor få samma svarsalternativ (53). I SES, grupp 1, förbättrades graden av

homogenitet, mellan tillfälle A och B i motsats till deras tilltro till den egna förmågan.

Att det fanns skillnader mellan tillfälle A och tillfälle B i båda grupperna kan eventuellt bero

på att fp uppmärksammade vissa frågor och aktiviteter varvid en förändring kan ha skett

under de två till fem dagar som gått mellan skattningarna. Den naturliga läkningsprocessen

kan även ha bidragit till förbättring av funktion och nedsatt aktivitetsförmåga.

Inga tidigare studier där graden av samtida validitet mellan PRWE och DASH har testats har

hittats. I den här studien var graden av samtidig validitet 0,66 (p < 0,01) och 0,64

(p < 0,01) beräknad med Goodman-Kruskal's gamma för grupp 1. Motsvarande siffror för

grupp 2 var 0,66 (p < 0,01) och 0,72 (p < 0,01). Ju längre tid som gick efter frakturtillfället

desto stabilare blev patienternas tillstånd och desto högre blev graden av överensstämmelse

mellan de båda instrumenten. Graden av överensstämmelse mellan instrumenten var högst vid

tillfälle B i grupp 2 varför testen då var som mest utbytbara mot varandra. Sannolikheten att

självrapporteringsinstrumenten gav samma ordning av värdena var god, dvs om det ena

instrumentet visade ett högt värde visade även det andra ett högt värde. Termen validitet tar

upp i hur stor grad ett instrument mäter den eller de variabler det avser att mäta, varför det kan

antas att mätning av förmågan att utföra aktiviteter var tillförlitligare i denna studie ju längre

tiden som gick från frakturtillfället. Det skulle bekräftas av att den samtidiga validiteten ökade

med tiden.

Metoddiskussion

Hot mot den externa validiteten är bl. a att då patienten är i en beroendeställning till vården

kan fp ha känt sig tvingade att var med. De också ha uppvisat en mer positiv bild av sig själv

då de deltog i studien, d v s risk för Hawthorne effekten förelåg. En fp kommenterade sina

resultat med att det tyvärr inte hade hänt så mycket.

Hot mot den externa validiteten är också generaliserbarheten av resultat. Med ett begränsat

upptagningsområde i Gästrikland, södra Hälsingland och norra Uppland är det svårt att

generalisera till populationen. Dessutom var antalet fp lågt. Trots tre års datainsamling kunde

endast 32 fp inkluderas i studien. Medelåldern i grupp 1 och grupp 2 var 52 (variationsvidd

26-74) respektive 50 (variationsvidd 36-67) år. I grupp 1 var antalet män i förhållande till

28 kvinnor 1:4. Det externa bortfallet hade förändrat det förhållandet till 1:3 då tre män och

tre kvinnor föll bort. Medelåldern på de sex personer som föll bort skiljde sig ej från grupp 1.

Förhållandet mellan antalet män och kvinnor i grupp 2 var 1:2. Fyra kvinnor föll bort vilket

hade påverkat förhållandet till 1:3. Medelåldern för de som föll bort var något lägre, 44 år,

jämför med 50 år i grupp 2. En ökad andel män i grupp 1 och en ökad andel kvinnor i grupp

2, med en lägre medelålder, kan ha medfört skillnad i hur frågorna besvarades. Däremot är det

inte säkert att stabiliteten eller homogeniteten för hela instrumentet hade förändrats. Som

diskuterats under homogenitet i resultatdiskussionen, var det några frågor som bidrog mer

eller mindre än andra till Cronbach alpha. Dessa svar kanske inte hade blivit desamma med en

annan köns- eller åldersfördelning i grupp 1 respektive grupp 2.

Hot mot den interna validiteten är det interna bortafallet. Antalet obesvarade frågor för grupp

1 och 2 var ungefär lika många för PRWE, DASH och SES. För TSK ersattes nio frågor i

grupp 1, till skillnad från inga i grupp 2. Ingen fråga ersattes i CSQ. Ju lägre antal fp ju större

kan påverkan av ett ersatt värde bli. Dock är graden av stabilitet, mätt med kappa, generellt

låg varför det inte bedöms att de ersatta värdena skulle förändra resultatet nämnvärt. Det var

det endast vid några enstaka tillfällen som de ersatta värdena skulle kunna påverka

homogeniteten, varför slutresultatet för homogeniteten troligen inte har påverkats av det

interna bortfallet. Orsaken till obesvarade frågor kan vara slumpen dvs. att personen har

missat att svara på frågan. Den kan också bero på att den personliga integriteten kränks av

frågan eller att man av princip inte vill svara på frågan. Ett fåtal personer uppgav att de ej

utfört aktiviteterna i PRWE respektive DASH, trots att det stod i de båda instrumentens

instruktioner att förmågan att utföra aktiviteten då skulle skattas. En motsägelse till detta var

att i PRWE följdes denna instruktion av att frågan kunde lämnas obesvarade om man aldrig

utfört aktiviteten. Hot mot den interna validiteten är också om fp blev uttröttade av de fem

instrumentena.

Den interna validiteten kan ha påverkats om fp behövde hjälp av en assisterande person att

fylla i enkäterna. Den assisterande personens åsikter kan ha påverkat fp svar. Då fp i grupp 1

kontaktades per telefon kan data ha påverkats. Vid ett par tillfällen uppmärksammades att fp

förstod instruktionen till SES annorlunda vid det andra tillfället varvid fp svarade helt

annorlunda än vid det första svarstillfället. Dvs. reliabiliteten kan ha påverkats genom att den

tillfrågade fp efter uppläst instruktion kunde tillfråga projektledaren om instruktionen.

29

Klinisk relevans

I den här studien var graden av intrabedömarreliabilitet låg. Test av stabilitet där fp utgörs av

patienter med subakut smärta påverkas av läkningsprocessen varför den bör göras med ett

kortare test-retestintervall. Ett problem med PRWE och DASH är att fp uppmanas att skatta

utifrån den gångna veckan. Detta och det i ett skede där en läkningsprocess som pågår och

kan påverka funktionen och aktivitetsbegränsning. För att inte riskera att fp tröttnar och i och

med det få ett mer reliabelt svar är det nog att rekommendera att testa ett par instrument åt

gången. För att uppnå ett större antal fp och dessutom få ett generaliserbart resultat är det

bättre att utföra multicenterstudier. De beteendemedicinska faktorerna self-efficacy, rädsla-

undvikandebeteende och copingstrategin katastroftänkande är variabler som påverkar

funktion, aktivitetsförmåga och utvecklande av kronisk smärta. Därför vore det av intresse att

se om dessa faktorer har ett samband med aktivitetsbegränsning hos patienter med akut och

subakut smärta i samband med radiusfraktur.

Konklusion

Spridningsmåtten visade att fp funktion, aktivitetsbegränsning och tilltro till den egna

förmågan förändrades mellan test och retest. Förutom att fp förbättrades bidrog sannolikt även

de många svarsalternativen och det låga antalet fp till den låga stabiliteten i instrumenten.

Graden av homogenitet överensstämde till stor del med tidigare gjorda studier där fp hade

andra diagnoser och annan duration av sina besvär. I instruktionerna till DASH står det att det

inte har någon betydelse vilken arm eller hand som används för att utföra de olika

aktiviteterna. Många av aktiviteterna i DASH kan utföras med en hand, varvid det då verkar

som att fp inte har några svårigheter att utföra de aktiviteterna. Ändå överensstämde PRWE

och DASH i ganska hög grad med varandra.

30

REFERENSLISTA

1. Svensson O, Ahrengart L, Ekholm C, Andersson GL, Höglund M, Jonsson U et al. Antalet

felbehandlingar av radiusfrakturer måste minskas. Klara riktlinjer för behandling och

uppföljning efterlyses. Lakartidningen 2000;15:1800-9

2. Mallmin H, Ljunghall S. Incidence of Colles’ fracture in Uppsala. Acta Orthop Scand

1992;63:213-5

3. Brogren E, Petranek M, Atroshi I. Incidence and characteristics of distal radius fractures in

a southern Swedish region. BMC Musculoskeltal Disorders 2007;8:48

4. Hove LM, Fjeldsgaard K, Reitan R, Skjeie R, Sörensen FK. Fractures of the distal radius in

a norvegian city. Scand J Plast reconstr Hand Surg 1995;29:263-7

5. Lidström A. Fractures of the distal end of the radius. A clinical and statistical study of end

results. Acta Orthop Scand 1959;suppl 41

6. Frykman G. Fracture of the distal radius including sequelae- shoulder-hand-finger

syndrome, disturbance in the distal radioulnar joint and impairment of nerve function. A

clinical and experimental study. Acta Orthop Scand 1967;suppl 108

7. Kanis JA, Johnell O, Sernbo I, Redlund-Johnell I, Dawson A, De Laet C, Jonsson B. Long-

term risk of osteoporotic fracture in Malmö. Osteoporos Int 2000;11:669-74

8. Lindén B, Hagstedt B. Ortopedi i Primärvården. Tredje upplagan. Lund: Studentlitteratur;

2002

9. Gupta A. The treatment of Colles fracture. Immobilisation with the wrist dorsiflexed. J

Bone Joint Surg 1991;2:312-5

10. Institutionen för ortopedi, Huddinge sjukhus. Ortopedi. Stockholm: Författarens

bokmaskin;1991

31

11. McQueen M, Capers J. Colles fracture: Does the anatomical result affect the final

function? J Bone Joint Surg 1988;4:649-51

12. Millet PJ, Rushton N. Early mobilisation in the treatment of Colles’ fracture: a 3 year

prospective study. Injury 1995;26:671-5

13. MacDermid JC, Roth JH, Mc Murtry. Predictors of Time Lost from Work Following a

Distal Radius Fracture. J Occup Rehabil 2007;17:47-62

14. Wakefield AE , McQueen MM. The role of physiotherapy and clinical predictors of

outcome after fracture of the distal radius. J Bone Joint Surg 2000;82-B:972-6

15. Raskin KB, Melone CP. Unstable articular fractures of the distal radius. Comparative

techniques of the ligamentotaxis. Orthop Clin North Am 1993;2:275-86

16. Bradway JK, Amadio PC, Cooney WP. Open reduction and internal fixation of displaced,

comminuted intra-articular fractures of the distal end of the radius. J Bone Joint Surg

1989;6:839-47

17. Older TM, Cassebaum WH. Colles’ fracture: evaluation and selection of therapy. J

Trauma 1965;1:469-76

18. Cooney CWP 3rd, Dobyns JH, Linschied RL. Complications of Colles' fractures. J

Bone Joint Surg (Am). 1980;jun 62-A(4):613-619

19. Lagerström C, Nordgren B, Rahme H. Recovery of isometric grip strength after Colles’

fracture. A prospective two-year study. Scand J Rehab Med 1999;31:55-62

20. Lagerström C, Nordgren B, Rahme H. Recovery active range of motion after Colles’

fracture. A prospective two-year study. (Submitted)

32 21. MacDermid JC, Richards RS, Roth JH. Distal radius fracture: A prospective study

outcome of 275 patients. J Hand Ther 2001; April-June:154-69

22. Handoll HHG, Madhok R, Howe TE. The cochrane database of systematic reviews.

Rehabilitation for distal radius fractures in adults. 2003

23. Runnqvist K, Cederlund R, Sollerman C. Handens rehabilitering. Volym 2: Skador,

sjukdomar. Lund:Studentlitteratur;1992

24. Handoll HHG, Madhok R, Howe TE. The cochrane database of systematic reviews.

Rehabilitation for distal radius fractures in adults. 2007

25. Hagenfeldt K, Alton V, Eksell S, Johansson C, Johnell O, Ljunggren Ö et al. Osteoporos -

prevention, diagnostik och behandling. SBU 2003;165/1, 2

26. Maciel JS, Taylor NF, McIlveen C. A randomised clinical trial of activity-focussed

physiotherapy on patients with distal radius fractures. Acta Orthop Trauma Surg

2005;125:515-20

27. Tremayne A, Taylor N, McBurney H, Baskus K. Correlation of impairment and activity

limitation after wrist fracture. Physiother Res Int 2002;7:90-9

28. Buer N, Linton SJ, Samuelsson L, Harms-Ringdahl K. The role of fear-avoidance beliefs

and catastrophizing in patients with fractures. (Submitted)

29. Johansson E. Exercise-based physiotherapy management of patients with persistent, non-

specific low back pain. A cognitive-behavioral approach to assessment and treatment in a

primary care setting. [Avhandling]. Uppsala Universitet;1999. p7

30. Margles SW. Early motion in the treatment of fractures and dislocations in the hand and

wrist. Hand Clin 1996;12:65-72

31. Kazdin AE. Behaviour modification in applied settings. 6th ed. USA: Wadsworth;2001

33

32. Kori SH, Miller RP, Todd DD. Kinisophobia: a new view of chronic pain behaviour. Pain

manag 1990; jan-feb:35-43

33. Buer N, Linton SJ. Fear-avoidance beliefs and catastrophizing: occurrence and risk factor

in back pain and ADL in the general population. Pain 2002;99:485-91

34. Vlaeyen JWS, Kole-Snijders AMJ, Boeren RBG, Eek Hv. Fear in movement(re)injury in

chronic low back pains and its relation to behavioural performance. Pain 1995;62:363-72

35. Rosentiel AK, Keefe FJ. The use of coping strategies in chronic low back pain patients:

relationships to patient characteristics and current adjustment. Pain 1983;17:33-44

36. Söderlund A, Lindberg P. Whiplash-associated disorders - predicting disability from a

process-oriented perspective of coping. Clin rehabil 2003;17:101-7

37. Crombez G, Vlaeyen JWS, Heuts PHTG, Lysens R. Pain-related fear is more disabling

than pain itself: evidence on the role of pain-related fear in chronic back pain disability. Pain

1999;80:329-39

38. Bandura A. Self-efficacy: Toward a unifying theory of behavioural change. Psychol Rev

1977;84:191-215

39. Johansson, E, Lindberg P. Low back pain patients in primary care: Subgroups based on

the Multidimensional Pain Inventory. Int J Behav Med 2000;4:340-52

40. Estlander A-M, Vanharanta H, Moneta GB, Kavivanto K. Anthropometric variables, self-

efficacy beliefs, and pain and disability ratings on the isokinetic performance of low back pain

patients. Spine 1994;19:941-7

41. Socialstyrelsen. Klassifikation: funktionsbegränsning på organnivå, begränsning av

förmåga på personnivå, handikapp konsekvenser på social nivå. Stockholm: Nordstedts

tryckeri AB;1998

34

42. Denison E, Åsenlöf P, Lindberg. Self-efficacy, fear avoidance, and pain intensity as

predictors of disability in subacute and chronic musculoskeletal pain patients in primary care

health. Pain 2004;111:245-52

43. Bunketorp L, Lindh M, Carlsson J, Sterner-Victorin E. The perception of pain and pain-

related cognitions in subacute whiplash-associated disorders: Its influence on prolonged

disability. Disabil Rehabil 2006; March:271-9

44. Vlaeyen JWS, Kole-Snijders AMJ, Rotteveel A M, Ruesink R, Heuts PHTG. The role of

fear of movement/(re)injury in pain disability. J Occup Rehabil 1995;4:235-52

45. Altmaier EM, Russell DW, Chuan Feng Kaso, Lehmann TR, Weinstein JN. Role of self-

efficacy in rehabilitation outcome among chronic low back pain patients. J Couns Psychol

1993;3:335-9

46. Thomée P, Thomée R, Karlsson J. Patellofemoral pain syndrome: pain, coping strategies

and degree of well-being. Scand J Med Sci Sports 2002;12:276-81

47. MacDermid JC. Development of a scale for patient rating of wrist pain and disabilities. J

Hand Ther 1996; April-June:178-83

48. The DASH outcome measure. Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand. Scoring.

http://www.dash.iwh.on.ca/. 2008-05-23, kl 14.35

49. Atroshi I, Gummesson C, Andersson B, Dahlgren E, Johansson A. The disability of the

arm, shoulder and hand (DASH) outcome questionnaire. Acta Orthop Scand 2000;71:613-8

50. Swinkel-Meevisse EJCM, Swinkels RAHM, Verbeek ALM, Vlaeyen JWS, Oostendorp

RAB. Psychometric properties of the Tampa Scale for kinesiophobia and the fear-avoidance

beliefs questionnaire in acute low back pain. Man Ther 2003;8:29-36

51. Cohen J. A coefficient for nominal scales. Educ Psychol Measure 1960;20:37-46

35

52. Ejlertsson G. Enkänten i praktiken. Andra upplagan. Lund: Studentlitteratur; 1996

53. Polit DF, Beck CT. Nursing Research: Principles and Methods. 7:ed. Philadelphia:

Lippincott Williams & Wilkins; 2004

54. Cronbach LJ. Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrica

1951;16:297-334

55. Goodman LA, Kruskal WH. Measures of association for cross classifications. J Am Statist

Assoc. 1954;49:732-764

56. Froberg DG, Kane RL. Methodology for measuring health-state preferences-II-scaling

methods. J Clin Epidem 1989;42:459-471

57. Somers R. A new asymmetric measure of association for ordinal variables. Am sociol Rev

1962;27:799-811

58. Brennan P, Silman A. Statistical methods for assessing observer variability in clinical

measures. B Med J 1992;304:1491-4

59. Personlig kommunikation Hans Högberg 060815

Bilaga 1 Studie som avser att undersöka tillförlitlighet hos instrument som mäter

aktivitetsförmåga och beteendemedicinska variabler vid distal radiusfraktur.

Syftet med denna studie är att förbättra och utveckla rehabilitering och

omhändertagande av patienter med distal radiusfraktur. Om instrumenten visar sig ha

god tillförlitlighet kan det bidraga till att tidigt identifiera olika personers behov av

sjukgymnastisk behandling under rehabiliteringen efter en sådan fraktur.

Patienter som skall tillfrågas att deltaga i studien:

- samtliga patienter med distal radiusfraktur i åldern 18-67 år.

- patienter som förstår talad och skriven svenska.

Patienter som ej får deltaga:

- patienter med stiftade frakturer eller patienter med rereponerade frakturer.

- patienter med bilaterala frakturer.

- patienter med systemsjukdomar som Mb Bechterew, RA, psoriasiartrit, diabetes.

- patienter med neurologiska sjukdomar.

- patienter som tidigare skadat den friska eller nu skadade underarmen.

Genomförande

*Ge muntlig information om studien, se sidan 2.

*De patienter som tackar ja till att deltaga i studien får fylla i den första uppsättningen

med självrapporteringsformulär när han/hon kommer för 10-dagarskontroll till

ortopedmottagningen. Deras identitet kommer att behandlas konfidentiellt.

*Det tar ca 30 min att fylla i formulären.

Anneli Lövgren bilaga 1a.doc 040825 1

*När patienten lämnat in formulären till ansvarig sjuksköterska eller undersköterska på

mottagningen får patienten den andra uppsättningen av formulär som numrerats med

samma siffra som står på kuvertet med de första formulären.

*Patienten instrueras att fylla i formulären 2-5 dagar senare hemma. Frankerade

svarskuvert bifogas. Om patienten ej kan fylla i formulären själv, får patienten ta hjälp

av annan person.

*Skriv patientens personnummer, namn och nummer på bifogad lista.

*Tackar patienten nej till att deltaga i studien noteras det på en bifogad lista.

Muntlig information

• Tala om syftet med studien, se längst upp på sidan 1.

• Patienten kommer att få fylla i sex formulär vid det första tillfället och fem

formulär vid det andra tillfället. Första gången skall de fylla i dem på mottagningen

och andra gången hemma 2-5 dagar senare. Formulären ska sedan skickas

omgående i det frankerade kuvertet till undertecknad.

• Det tar ca 30 min/gång att fylla i formulären.

• Det är viktigt att patienterna svarar på alla frågor, annars kan uppgifterna inte

användas.

• Alla patientuppgifter kommer att behandlas konfidentiellt.

• Det är frivilligt att deltaga i studien och patienten kan när som helst avbryta

deltagandet utan att lämna någon förklaring.

Godkännande av studien har erhållits av klinikchef och chefsöverläkare Bengt

Malmqvist, Ortopedkliniken, Gävle sjukhus. Studien är etiskt granskad av

lektorskommittén, Enheten för sjukgymnastik vid Uppsala universitet.

Hör gärna av er till mig:

Anneli Lövgren, leg sjukgymnast, Sjukgymnastiken PVG, Södertull,

tel 155475, 155476

Ansvarig för avgipsning och rehabilitering för patienter i östra Gästrikland.

Tack så mycket för er hjälp!

Anneli Lövgren bilaga 1a.doc 040825 2

Bilaga 1b Studie som avser att undersöka tillförlitlighet hos instrument som mäter

aktivitetsförmåga och beteendemedicinska variabler vid distal radiusfraktur.

Syftet med denna studie är att förbättra och utveckla rehabilitering och

omhändertagande av patienter med distal radiusfraktur. Om instrumenten visar sig ha

god tillförlitlighet kan det bidraga till att tidigt identifiera olika personers behov av

sjukgymnastisk behandling under rehabiliteringen efter en sådan fraktur.

Patienter som skall tillfrågas att deltaga i studien:

- samtliga patienter med distal radiusfraktur i åldern 18-67 år.

- patienter som förstår talad och skriven svenska.

- patienter med dorsalbockade frakturer.

Patienter som ej får deltaga:

- patienter med stiftade frakturer, patienter med rereponerade frakturer eller som

genomgått operation av frakturen.

- patienter med bilaterala frakturer.

- patienter med systemsjukdomar som Mb Bechterew, RA, psoriasartrit, diabetes.

- patienter med neurologiska sjukdomar.

- patienter som tidigare skadat den friska eller nu skadade underarmen.

Genomförande

Patienter som passar in ovanstående inklusions- och exklusionskriterier rings upp och

informeras och tillfrågas.

* Ge muntlig information om studien, se sidan 2.

* De patienter som tackar ja till att deltaga i studien får svara på mitt formulär via

telefonen, för att utesluta de patienter som ej får deltaga.

Anneli Lövgren bilaga 1b.doc 051014 1

* Första uppsättningen med formulären skickas hem till patienten.

* Instruerar patienten att fylla i formulären 2-5 dagar innan de kommer hit till

sjukgymnastiken för att avgipsas och att ta med formulären till sjukgymnastiken vid

avgipsningstillfället.

* Den andra uppsättningen av formulär får de i samband med att de anmäler sig ,

betalar och lämnar in första omgången med formulär på sjukgymnastiken, vdi

avgispningen.

* Om patienten ej kan fylla i formulären själv, får patienten ta hjälp av annan person.

*Skriv patientens personnummer, namn och nummer på bifogad lista.

*Tackar patienten nej till att deltaga i studien noteras det på en bifogad lista.

Muntlig information

• Tala om syftet med studien, se längst upp på sidan 1.

• Patienten kommer att få fylla i fem formulär vid två tillfällen. Första gången skall

de fylla i dem hemma 2-5 dagar innan avgipsningen hos oss. När de lämnar det

första kuvertet hos oss i samband med att de anmäler sig här, får de det andra

kuvertet som de fyller i hos oss på sjukgymnastiken i väntrummet innan

avgipsningen.

• Det tar ca 30 min/gång att fylla i formulären.

• Det är viktigt att patienterna svarar på alla frågor, annars kan uppgifterna inte

användas.

• Alla patientuppgifter kommer att behandlas konfidentiellt.

• Det är frivilligt att deltaga i studien och patienten kan när som helst avbryta

deltagandet utan att lämna någon förklaring.

Godkännande av studien har erhållits av klinikchef och chefsöverläkare Bengt

Malmqvist, Ortopedkliniken, Gävle sjukhus. Studien är etiskt granskad av

lektorskommittén, Enheten för sjukgymnastik vid Uppsala universitet.

Tack så mycket för er hjälp!

Anneli Lövgren

Anneli Lövgren bilaga 1b.doc 051014 2

Bilaga 3 Patientinformation om studie som avser att undersöka tillförlitlighet hos instrument

som mäter aktivitetsförmåga och beteendemedicinska variabler vid underarmsfraktur.

Du tillfrågas härmed om deltagande i denna forskningsstudie

Underarmsfrakturen är en av de vanligaste frakturerna i Sverige. Det har visat sig i tidigare

studier att beteendemedicinska faktorer såsom tilltron till sin egen förmåga och hur man

hanterar sin smärta kan påverka aktivitetsförmågan efter t ex en fraktur.

Syftet med denna studie är att undersöka tillförlitligheten hos frågeformulär som mäter

aktivitetsförmåga och beteendemedicinska faktorer. Om resultaten blir positiva kan

formulären användas för att på ett bättre sätt identifiera olika personers behov av

sjukgymnastisk behandling under rehabiliteringen efter underarmsfraktur. Den här studien är

en förstudie till en studie om effekten av sjukgymnastik efter underarmsfraktur.

Deltagare i studien får ej ha en reumatisk sjukdom, diabetes eller fått en stroke

Då deltagande i studien består i att fylla i fem självskattningsformulär innebär deltagandet

inga fysiska risker. Personuppgifter kommer att behandlas konfidentiellt. Är du intresserad av

resultatet av den här studien eller om du har andra frågor är du välkommen att vända Dig till

projektansvarig, se nedan.

Ditt deltagande i studien är helt frivilligt. Du kan när som helst avbryta ditt deltagande utan

närmare motivering.

Projektansvarig: Anneli Lövgren, leg sjukgymnast Handledare: Christel Lagerström, med dr

Sjukgymnastiken Primärvården Gästrikland Enheten för sjukgymnastik

Tel 026-157536 Uppsala universitet

telefontid måndag-fredag 11.00-12.00 Tel 073-937 00 40

Anneli Lövgren bilaga 3.doc 040824

Bilaga 6 Studie som avser att undersöka tillförlitlighet hos instrument som

mäter aktivitetsförmåga och beteendemedicinska variabler vid

underarmsfraktur.

1. ålder:…..

2. kön □ kvinna

□ man

3. högerhänt □

vänsterhänt □

4. Är du yrkesarbetande?

□ Ja

□ Nej

5. Är du sjukskriven?

□ Nej

□ Ja, på grund av den skadade handleden och armen.

□ Ja, men på grund av andra orsaker.

Anneli Lövgren bilaga 6.doc 040824 1

6. Har du fått råd, instruktioner eller behandling av sjukgymnast sedan du skadade dig?

□ Nej.

□ Ja, på grund av den skadade handleden och armen.

□ Ja, men på grund av andra orsaker.

7. Har du tidigare skador som medför sämre funktion i den skadade armen och handen?

□ Nej

□ Ja

8. Har du tidigare skador som medför sämre funktion i den icke skadade armen och handen?

□ Nej

□ Ja

9. Har du någon reumatisk sjukdom?

□ Nej

□ Ja

10. Har du tidigare haft en stroke?

□ Nej

□ Ja

När du fyllt i alla formulär kontrollera att du svarat på alla frågor

och slut sedan kuvertet.

Anneli Lövgren bilaga 6.doc 040824 2

TACK FÖR DIN MEDVERKAN!

Anneli Lövgren bilaga 6.doc 040824 2

Bilaga 12a Dessa formulär fyller du i 2-5 dagar efter du fyllt i formulären på

ortopedmottagningen.

När du fyllt i alla formulär kontrollera att du svarat på alla

frågor, slut sedan det frankerade svarskuvertet och posta det.

Tack för din medverkan.

Med vänliga hälsningar

Anneli Lövgren, projektansvarig

Anneli Lövgren bilaga 12a.doc 041226

Bilaga 12b

Dessa formulär fyller du i vid ett tillfälle 2-5 dagar innan du

kommer till sjukgymnastiken på Södertull för avgipsning.

När du fyllt i alla formulär kontrollera att du svarat på alla

frågor.

Tack för din medverkan.

Med vänliga hälsningar

Anneli Lövgren, projektansvarig