Gerontologia 26(3), 2012 Katsaukset 183 Huoli kaatumisesta FES-I-kyselyllä arvioituna Katsaus kyselyn mittausominaisuuksia koskeviin tutkimuksiin 2005 2010 Ritva Nupponen UKK-instituutti Kaatumiset vaarantavat yleisesti iäkkäiden ihmisten hyvinvointia, toimintakykyä ja sosiaalista osallistumista. Kaatumiselle altistavia tai niiltä suojaavia psykologisia tekijöitä tunnetaan varsin huonosti, vaikka esimerkiksi kaatumispelko on osoittautunut kaatumisen itsenäiseksi vaaratekijäksi. Tutkijoiden ja ammattilaisten saatavilla olleet mittausvälineetkin ovat olleet puutteellisia. Lupaavimmiksi ovat osoittautuneet strukturoidut kyselyt, joilla kootaan vastaajan itsearvioita valikoiduista, edustavista tilanteista. Niihin kuuluu 2000-luvulla kansainvälisessä ProFaNE-hankkeessa kehitetty, itsenäisesti eläville ikääntyville ja ikääntyneille tarkoitettu kaatumishuolestuneisuuskysely. Kyselyn suomeksi sovitettu vakiomuoto FES-I-FIN on nyt tutkijoiden ja ammattilaisten saatavilla. Muu kehittämistyö on Suomessa vasta alkamassa. Tässä katsauksessa selvitetään FES-I-kyselyn ominaisuuksia muualla tehtyjen tutkimusten perusteella. Katsaus auttaa arvioimaan, mitä tästä menetelmästä on aihetta tutkia Suomessa, millaisia mittausominaisuuksia suomalaisessa versiossa on syytä tavoitella ja miten FES-I-FIN-kyselyä voidaan käyttää jo nyt. Johdanto Kaatumisesta johtuva loukkaantuminen ja vammautuminen yleistyy ikääntymisen myötä keskiiästä lähtien. Kaatuminen on jopa viidenneksi yleisin kuolemansyy 50 70-vuotiailla suomalaisilla. Yleisimmin kaatuvat vanhimmat, sairaat ja laitoksissa asuvat, naiset miehiä yleisemmin. Kotona asuvista yli 64-vuotiaista joka kolmas, 85 vuotta täyttäneistä joka toinen kaatuu 12 kuukauden seuruuaikana ainakin kerran. (Kannus ym. 2005, Delbaere ym. 2010a, b, Seematter-Bagnoud ym. 2010, Palvanen ym. 2012.) Kaatumisten ehkäisykeinoina käytetään lihaskuntoa, koordinaatiota ja tasapainoa ylläpitävää liikuntaa sekä puuttumista kaatumisen sisäisiin ja ulkoisiin vaaratekijöihin (Summary of 2011, Pajala 2012, Palvanen ym. 2012). Tietoa kaivataan ikääntyvien ja iäkkäiden ihmisten psykologisista edellytyksistä välttää kaatumista ja tekijöistä, jotka vaikuttavat ehkäisyssä tarvittavan harjoittelun motivaatioon (Moore ja Ellis 2008). Eniten huomiota on kiinnitetty kaatumispelkoon ja sen lähisukuisiin käsitteisiin (Delbaere ym. 2010a, Moore ja Ellis 2008). Kaatumispelon määritelmät ja mittausmenetelmät ovat vaihdelleet tutkimuksesta toiseen. Pelon yleisyydeksi on näytteestä ja menetelmästä riippuen ilmoitettu 3 60%, jopa 85 % tutkituista. Pelkoa esiintyy myös niillä, jotka ovat välttyneet kaatumasta. Suoranaista pelkoa yleisemmin ilmaistaan muita kaatumiseen liittyviä epämieluisia tunteita, jotka vähentävät hyvinvointia ja voivat vaikuttaa motivaatioon. Seurauksena saattaa olla omien toimintojen valikoiminen niin pitkälle, että aktiivisuuden vähetessä lihaskunto, tasapaino ja liikkumisvarmuus heikentyvät ja kaatumisen vaara kasvaa. (Scheffer ym. 2008, Rochat ym. 2010.) Ulkopuolisen havainnot eivät tavoita ihmisen henkilökohtaisimpia ajatuksia ja tunteita eri tilan-
184 Nupponen teissa. Kaatumistenkin yhteydessä niiden selvittämiseen tarvitaan itsearviointimenetelmiä. Lukuisia mittavälineitä onkin laadittu, mutta riittävää tutkimustietoa ei ole niiden teoriapohjasta, ominaisuuksista ja siirrettävyydestä toisiin olosuhteisiin ja eri kohderyhmiin. Esimerkiksi huonokuntoisille iäkkäille suunnattu menetelmä ei välttämättä sovi toimintakykyisille ikätovereille eikä sairauksien rasittamille eläkeikäisille tarkoitettu käy nuorille vammautuneille. ( Jørstad ym. 2005, Scheffer ym. 2008, Moore ja Ellis 2010, Rochat ym. 2010.) FES-I-kysely (Falls Efficacy Scale-International) on systemaattisin tutkimuksin kehitetty ja edelleen tutkittava itsearviointimenetelmä. Kysely mittaa kaatumishuolestuneisuutta (concern) eli ahdistuneisuuden sukuista tunnetta, joka herää tilanteessa, jossa oma kaatuminen vaikuttaa mahdolliselta tai todennäköiseltä. FES-I-kyselyllä pyritään korjaamaan aikaisempien menetelmien heikkouksia erityisesti itsenäisesti elävien ikääntyvien ja ikääntyneiden kannalta (Yardley ym. 2005). Sen keskeisenä lähtökohtana on ollut Tinettin ym. (1990) FES-kysely. ( Jørstad ym. 2005, Yardley ym. 2005, Moore ja Ellis 2010, Scheffer ym. 2010.) FES-I on tarkoitettu melko toimintakykyisille, yleensä itsenäisesti tai ainakin omassa kodissaan eläville ikääntyville. Siinä esitetään lyhyesti 16 yleistä toimintoa (esim. Laitatte tai lämmitätte ruokaa, Kävelette ulkona). Kunkin osalta vastaaja arvioi asteikolla 1-4, minkä verran häntä huolestuttaa mahdollisuus kaatua. Kyseessä ei siis ole vastaajan yleinen huolestuneisuus tai varovaisuus, vaan hänen omakohtainen arvionsa tietyistä tilanteista. Vastaaja täyttää kyselyn ohjattuna itse tai tarvittaessa lomake täytetään haastatellen (UKK-instituutti 2011, Nupponen ja Karinkanta 2012). FES-I:n standardimuoto on kehitetty ikääntyvien kaatumisten ehkäisyyn paneutuneessa kansainvälisessä ProFaNE-hankkeessa (Skelton ym. 2004, Yardley ym. 2005, ProFaNE 2011, 2012). Projektin EU-rahoitus on päättynyt, mutta tutkimusraportteja ilmestyy edelleen ja FES-I-kehitystyötä jatketaan useissa maissa. FES-I-kyselyn ominaisuudet on todettu lupaaviksi verrattuna useisiin kyselyihin, joilla on arvioitu kaatumisen psykologisia tekijöitä (Scheffer ym. 2008). Muutkin tutkimustulokset herättävät kiinnostusta. FES-I:llä voitiin esimerkiksi jo alkumittauksessa tunnistaa riskiryhmä 65 70-vuotiaista, joiden toimintakyvyn ja terveydentilan kehitystä seurattiin 12 kk ajan (Seematter-Bagnoud ym. 2010). FES-I-pisteet ja kaatumisen fysiologiset vaaratekijät ovat ennustaneet 70 90-vuotiaiden väes tönäytteessä kaatumisia yhtä hyvin ja toisistaan riippumatta; FES-I-itsearvion ja riskipisteiden erollakin on ollut ennustearvoa (Delbaere ym. 2010a). Katsauksen tehtävä ja aineisto Tehtävä FES-I-kyselyllä halutaan arvioida (assess) kaatumishuolestuneisuuden voimakkuutta, tunnistaa sen muutoksia sekä osoittaa eroja yksilöiden tai ryhmien välillä. Kyselyn sisältö, muoto ja esittämistavat on vakioitu ProFaNE-hankkeessa (Yardley ym. 2005). Tässä katsauksessa esitellään ja arvioidaan FES- I-kyselyn ominaisuuksia sen kehittämistyöstä vuosina 2005 2010 ilmestyneiden tutkimusjulkaisujen perusteella. Arviointiperusteena ovat käyttäytymistieteellisille mittausvälineille vakiintuneet vaatimukset (Clark ja Watson 1995, Floyd ja Widaman 1995, Smith ja McCarthy 1995, American 1999, Jørstad ym. 2005, McDowell 2006, Fayers ja Machin 2007, International 2010). Jos ne täyttyvät puutteellisesti, väline ei kelpaa tutkimustyöhön eikä ammatilliseen käyttöön. Lisäksi välineen käytettävyyteen vaikuttaa sen hyväksyttävyys sekä mm. käyttäjien tarvitsema valmennus ja työaika. Tarkasteltavissa tutkimuksissa on selvitetty FES- I-kyselyn asteikko-ominaisuuksia, toistettavuutta ja validiutta. Tässä katsauksessa seurataan, miten riittäviksi nämä ominaisuudet ovat osoittautuneet melko toimintakykyisillä ikääntyvillä ja ikääntyneillä ihmisillä eri kieliympäristöissä. Tutkimustietoja kommentoidaan ja lopuksi arvioidaan FES-I-kyselyn käytettävyyttä iäkkäitä koskevissa tutkimuksissa ja ammattityössä. Tutkimusten valinta FES-I-kyselyn kehittämistä kuvaavia tutkimusjulkaisuja haettiin ProFaNE-hankkeen luetteloista ja kan-
Nupponen 185 sainvälisistä tutkimustietokannoista. 1 Tutkija seuloi julkaisut alustavasti abstrakteissa esitettyjen tietojen perusteella ja teki tarkistushakuja tunnistettujen FES-I-metodiartikkeleiden tekijänimien avulla. Katsaukseen hyväksyttiin vain alkuperäisjulkaisuja FES- I-kyselyn kehittämisestä sen jälkeen kun kyselyn osiot oli koottu ja valikoitu ProFaNE-hankkeessa mm. asiantuntijapaneeleja käyttäen. Hauissa ja tarkistuksissa saatiin toistuvasti esille ProFaNE-hankkeen kyselyosan kantatutkimus (Yardley ym. 2005), jossa FES-I:n mittausominaisuudet todettiin jatkotyöhön soveltuviksi, sekä samat kuusi raporttia kyselystä toisissa kulttuuriympäristöissä (Kempen ym. 2007a, Nordell ym. 2009, Helbostad ym. 2010, Ruggiore ym. 2009, Camargos ym. 2010, Delbaere ym. 2010b). Lisäksi yhden aikarajoissa tunnistetun tutkimuksen pääraportti ilmestyi seuraavan kalenterivuoden puolella (Billis ym. 2011). Alkuperäinen englannin kielinen FES-I-kysely oli näissä tutkimuksissa sovitettu kaikkiaan seitsemälle muulle kielelle ProFaNE-projektin yhtenäisen menettelytavan mukaisesti. Samaa menettelytapaa on ollut tarkoitus käyttää myöhemminkin, kun kyselyä sovitetaan ja sovitetun version ominaisuuksia tutkitaan uusissa kieli- ja kulttuuriympäristöissä. Todennäköistä on, ettei ProFaNEssa tarkoitettu kyselyn ominaisuuksien tutkiminen kaikkiaan 16 eri kieliympäristössä ole toteutunut ja ettei kaikista aloitetuista hankkeista ollut kirjattu raportteja hakutietokantoihin v. 2005 2010. Viisi julkaisua (Yardley ym. 2005, Kempen ym. 2007, Nordell ym. 2009, Helbostad ym. 2010, Delbaere ym. 2010b) muodostaa tämän katsauksen aineiston. Niissä esitetyt tiedot eriteltiin yksityiskohtaisesti ja yhtenäisesti. Kolme raporttia jätettiin katsauksessa pelkäksi vertailuaineistoksi näytteiden koostumuksen perusteella. Suomeen verrattuna kysymys on mainittuja viittä tutkimusta etäisemmistä elämän- tai kulttuuriympäristöistä. Italialaisnäyte 1 Haku tietokannoista (ASE, CINAHL, GoogleScholar, PsycInfo, PubMed; ensi haun tekivät informaatikko ja tutkija eli kirjoittaja, muut tutkija) päivitettiin viimeisen kerran 10.3.12. Menetelmään keskittymisen vuoksi hakusana oli FES-I OR FES-I-International yksin sekä yhdistelmissä, joissa parina oli vuorollaan yksi seuraavista: falls, falling, fear of falling, measurement properties, psychometrics, responsiveness, sensitivity, predictivity, validation, validity. (Ruggiero ym. 2009) koostui avohoitopotilaista, joiden terveys ja toimintakyky oli huonompi kuin tässä katsauksessa tarkastelluissa näytteissä. Brasilialaisnäyte (Camargos ym. 2010) poikkesi eurooppalaisista varsinkin tutkittavien kirjavamman koulutuksen vuoksi. Joukossa oli lukutaidottomiakin henkilöitä. Kreikkalainen aineisto (Billis ym. 2011) oli pieni ja se koottiin ateenalaisista palvelukeskuksista. Siihen osallistuneet olivat vähän nuorempia kuin aineistoon kuuluvissa tutkimuksissa ja naisia oli vain 45 %. Katsausta koottaessa sivuutettiin ne tutkimusjulkaisuissa esitetyt analyysitulokset, jotka koskivat lyhennettyä FES-I-asteikkoa, sekä kommentit ja vertailut Tinettin FES-asteikon eri versioihin. Tarkasteltavaksi ei otettu artikkeleita, joissa oli esitelty em. viidessä pääjulkaisussa raportoituja tietoja muulla kielellä kuin englanniksi (mm. Dias ym. 2006, Kempen ym. 2007b, Elmo 2010). Samoin ulkopuolelle jätettiin julkaisut, joissa kysymys ei ollut FES-I-kyselyn tutkimisesta, vaan kyselypistemäärää oli käytetty muuttujana jonkin tutkimusongelman selvittämiseen. Tutkimuksiin osallistuneet Valittujen viiden tutkimuksen osanottajat asuivat kodeissaan ja liikkuivat itsenäisesti. Iältäänkin he olivat FES-I-kyselyn tarkoitettua kohderyhmää, joskin näytteiden alaikärajassa oli eroja tai sitä ei ollut ilmoitettu (taulukko 1). Muita mukaanotto- ja poissulkukriteerejä oli selostettu julkaisuissa vaihtelevasti. Näytteet ovat naisenemmistöisiä niin kuin yleensäkin vanhat ikäluokat. Kyselyä edeltäneiden 12 kuukauden aikana kerran tai useammin kaatuneiden osuus on ollut pienin kahdessa väestönäytteessä (Kempen ym. 2007a, Delbaere ym. 2010b). Osa raportoiduista tiedoista oli hankittu näyte näytteeltä analysoidusta aineistosta, osa yhdistämällä samaan tutkimukseen kuuluvat eri näytteet (taulukko 1). Useimmissa näytteissä vastaukset oli koottu postikyselyllä. Kahdessa näytteessä (taulukko 1: B, Yardley ym. 2005; D, Helbostad ym. 2010) FES-Ilomake oli täytetty haastatellen ja kolmessa (A-C, Helbostad ym. 2010) avustaja oli läsnä vastaajan täyttäessä lomaketta. Tiedot näytteissä tapahtuneesta kadosta samoin kuin täydellisten, täydennettyjen ja hylättyjen sekä analyyseissä käytettyjen lomakkeiden osuuksista olivat epäyhtenäisiä ja osaksi puutteellisia.
186 Nupponen Taulukko 1. Tietoja FES-I-tutkimusten näytteistä. Yardley ym. 2005 Kempen ym. 2007 a Tutkimuspaikkakunta Southampton UK A Erlangen B Heerlen C Southampton Kieli englanti A saksa, B hollanti C englanti Ainoa tai yhdistetty näyte Nordell ym. 2009 Lund Helbostad ym. 2010 useita, ei ilmoitettu Delbaere ym. 2010 b ruotsi norja englanti Sidney, Australia n 704 105 (86) a 672 (563) a 500 ikä v., k.a.; vaihteluväli 74,7; 60 95 65,6; 50 75 77,4; 70 90 naisia % 72,9 88,4 55,8 kaatuneita % 53 b 20 b 30 b, 43,6 c Alanäyte A n 589 107 (94) a 245 ikä v., k.a.; vaihteluväli 73,5; ei ilm. 77,5; 70 91 79,0; ei ilm. naisia % ei ilm. 54 68 kaatuneita % ei ilm. 50 38 B n 115 300 (213) a 148 ikä v., k.a.; vaihteluväli 81,3; ei ilm. 76,6; 70 92 79,0; ei ilm. naisia % ei ilm. 61 81,0 kaatuneita % ei ilm. 41 43 C n 178 72 ikä v., k.a.; vaihteluväli 76,3; 70 90 79,5; ei ilm. naisia % 65 81 kaatuneita % 52 89 D n 98 ikä v., k.a.; vaihteluväli 82,0; ei ilm. naisia % 84 kaatuneita % 52 a Näytteen koko ja vastanneiden lkm b Kaatunut ainakin kerran edeltäneiden 12 kk:n aikana c Kaatunut ainakin kerran seuruuvuoden (12 kk) aikana Näytteissä oli selvitetty pääasiassa kyselyn asteikoitumista, sisältörakennetta ja erotteluvalidiutta. Tämä oli ohjannut myös tutkittavien valintaa. Yardley ym. (2005) pyrkivät saamaan kahden näytteensä avulla iän, sukupuolen, sosiaalisen taustan, fyysisen toimintakyvyn ja sairastamisen suhteen heterogeenisen osanottajajoukon, jossa kaatumisen riskiryhmät olivat yliedustettuina. Heidän B-näytteensä (taulukko 1) poikkesi muista, sillä siihen kuuluvat asuivat tukiasunnoissa tai saivat tukipalveluja. Helbostad ym. (2010) valitsivat näytteensä systemaattisesti kaatumisen riskiryhmistä: A kaihileikkauksessa käyneitä verrokkeineen, B kaatumista ehkäiseviin ja toimintakykyä ylläpitäviin liikuntaryhmiin osallistuvia, C kaatumisklinikalle lähetettyjä, D lonkkamurtuman vuoksi leikattuja. Nordellin ym. (2009) näyte poimittiin yliopistosairaalan ortopedian poliklinikan kaatumismurtumapotilaista saapumisjärjestyksessä. Kaksi näytettä perustui otoksiin ikärajatusta väestöstä. Australialaisotoksesta (Delbaere ym. 2010b) poistettiin laitoksissa elävät ja neurologisten tms. sairauksien vuoksi vastaamaan kykenemättömät henki-
Nupponen 187 löt. Hollantilaisotoksesta (taulukko 1: B, Kempen ym. 2007a) noin 5 % asui vanhainkodeissa tai laitoksissa ja vastaamaan kykenemättömät sisältyivät katoon. Norjalaistutkimuksen A-näyte (taulukko 1, Helbostad ym. 2010) sekä ruotsalaisnäyte (Nordell ym. 2009) ovat ominaisuuksiltaan todennäköisesti lähellä samanikäistä, itsenäisesti liikkuvaa väestöä. FES-I-kyselyn mittausominaisuudet Osioanalyysit Käyttäytymistieteellisten mittavälineiden ominaisuudet eivät säily uusissa tutkittavien ryhmissä ja eri tarkoituksiin käytettäessä automaattisesti samoina kuin siinä joukossa, jossa väline on alun perin kehitetty. Kyselyasteikon osiojakaumat voivat erota ja asteikon kiinteys tai mittauksen käsitesisältö muuttua. Välineen ominaisuudet onkin tutkittava useissa, tunnettujen tekijöiden suhteen eroavissa näytteissä. (Smith ja McCarthy 1995, American 1999, McDowell 2006, Fayers ja Machin 2007, International 2010) FES-I-osiojakaumista ei ole tietoja kaikissa tutkimusnäytteissä (taulukko 2). Yardleyn ym. (2005) saamista osiovastauksista puolet, ruotsalais- ja norjalaisnäytteissä vielä isompi osa (Nordell ym. 2009, Helbostad ym. 2010, Suppl.) sijoittui vaihtoehtoon 1, Ei huolestuta lainkaan. Osiojakaumat olivat siis vinoja. Korrelaatiopohjaiset osio- ja asteikoitumisanalyysit (taulukko 2) osoittivat FES-I:n ominaisuudet kohtalaisiksi tai hyviksi ja keskenään melko samanlaisiksi niissä näytteissä, joista tiedot on raportoitu. Isojen osiointerkorrelaatioiden ja Cronbachin α-arvojen perusteella asteikko näyttää melko kiinteältä, jopa niin, että siinä voisi olla päällekkäisiä osioi ta. Niiden säilyttäminen kyselyssä on järkevää, jos ne tuottavat summapistemäärään tietoa jossakin tärkeässä alaryhmässä. (Clark ja Watson 1995, Mc- Dowell 2006). Näistä tutkimuksista ei sellaisia tietoja esitetty. Myöskään osioiden korjattuja korrelaatioita summapistemäärään ei ollut ilmoitettu. Vain Yardleyn tutkijaryhmä (2005) esitti tietoja osioiden erottelukyvystä (Smith ja McCarthy 1995). Osiokeskiarvot laskettiin erikseen niillä vastaajilla, jotka eivät olleet edeltävien 12 kuukauden aikana kaatuneet, niillä, jotka olivat kaatuneet kerran, ja niillä, jotka olivat kaatuneet kahdesti tai useammin. Näiden kolmen ryhmän keskiarvot erosivat tilastollisesti merkitsevästi 14 osiossa ja lopuissa kahdessa ero oli useasti kaatuneiden ja ei-kaatuneiden välillä. Joka osiossa isoin keskiarvo oli useita kertoja kaatuneilla ja pienin niillä, jotka eivät olleet kaatuneet kertaakaan. Tämä tulos vastaa hyvin asteikolle asetettuja odotuksia. FES-I-summapisteet FES-I-osiovastausten pisteiden summa kuvaa vastaajan huolestumisen voimakkuutta. Kaikki tutkimusnäytteiden ja alanäytteiden keskiarvot mahtuvat välille 20,0 36,3 (taulukko 2), siis summan mahdollisen vaihteluvälin 16 64 alkupäähän eli vähäistä huolestumista ilmentäviin arvoihin. Nordellin ym. (2009) näytteessä mediaani oli 20,0 pistettä. Delbaere ym. (2010b) ilmoittivat aineistossaan vinouden tunnusluvun arvoksi 1,70, mutta vajaan 100 huonokuntoisimman vastaajansa jakaumassa 0,90. Huonokuntoisten vastaukset hajosivat enemmän varsinkin kodin ulkopuolisia toimintoja kuvaavissa osioissa ja summapisteet olivat sen vuoksi isompia. Sama näkyi muiden tutkimusten sairaimmissa alanäytteissä (näyte B, Yardley ym. 2005; C, Helbostad ym. 2010). Näytteiden summapisteet asettuvat suurin piirtein näytteiden kaatumisriskin mukaiseen järjestykseen. Pienin keskiarvo ja keskihajonta oli saksalaisnäytteessä (Kempen ym. 2007a), suurin norjalaisilla kaatumisklinikkapotilailla (C, Helbostad ym. 2010). Norjalaisten kaihipotilaiden ja verrokkien (A) sekä ruotsalaisten kaatumismurtumapotilaiden (Nordell ym. 2007) keskiarvot ja keskihajonnat olivat vain hiukan isompia kuin saksalaisnäytteestä ilmoitetut (taulukko 2). Tutkimusnäytteiden sisällä todettiin odotetun suuntaisia, tosin osaksi vain parin pisteen kokoisia, tilastollisesti merkitseviä keskiarvojen eroja. Naisten samoin kuin näytteiden vanhemman osan (tutkimuksesta riippuen 75 tai 80 vuotta täyttäneiden) keskiarvot olivat johdonmukaisesti isompia kuin miesten tai nuorempien, samoin keskiarvot olivat isompia ison riskin näytteissä (Helbostad ym. 2010) ja edellisen vuoden aikana vähintään kerran kaatuneilla (Yardley ym. 2005, Kempen ym. 2007a).
188 Nupponen Taulukko 2. Tietoja FES-I-kyselyn asteikko-ominaisuuksista ja summapistemäärästä. Tutkimusten alanäytteistä ilmoitetut arvot merkitty samoilla tunnuksilla kuin taulukossa 1. Asteikko-ominaisuudet Yardley ym. 2005 Kempen ym. 2007 a Nordell ym. 2009 Helbostad ym. 2010 Delbaere ym. 2010 b osiokeskiarvojen vaihteluväli 1,32 3,06 ei ilm. 1,16 2,46 1,26 2,78 ei ilm. osiokeskihajontojen vaihteluväli 0,71 1,16 ei ilm. 0,43 0,98 0,73 1,14 ei ilm. osiomediaanien vaihteluväli 1 3 ei ilm. 1 2 1 3 ei ilm. osiointerkorrelaatioiden keskiarvo ja vaihteluväli 0,55 0,29 0,79 A 0,39; ei ilm. B 0,64; ei ilm. C 0,65; ei ilm. sisäinen koherenssi α 0,96 A 0,90 B 0,96 C 0,97 toistoreliaabelius r A 0,85 b B 0,87 C ei ilm toistoreliaabelius ICC 0,96 a A 0,79 b Summapistemäärä keskiarvo (keskihajonta) A 30,9 (12,2) B 34,6 (14,5) B 0,82 C ei ilm. A 20,3 (4,6) B 28,3 (11,4) C 28,4 (12,0) 0,55 0,20 0,82 0,54; ei ilm. ei ilm. 0,95 0,95 0,79 23,8 (8,9) 26,6 (11,2) A 21,0 (6,4) B 27,7 (10,5) C 36,3 (13,5) D 32,2 (11,4) a toistomittaus 1 viikon kuluttua b toistomittaus 4 viikon kuluttua c 4 perättäistä mittausta 3 kk:n välein, perättäisten mittausten korrelaatioiden vaihteluväli d alkumittaus e viimeinen mittaus 12 kk alkumittauksen jälkeen 0,70 0,83 c 22,6 (6,4) d 23,6 (8,1) e Toistettavuus ja muutosherkkyys Tietoa vastausten stabiiliudesta ja satunnaisvirheestä tarvitaan, kun arvioidaan ryhmien eroja, seurataan huolestuneisuuden muutoksia ajan mittaan tai selvitetään sairastumisen, kuntoutuksen tms. vaikutuksia. Vastaajan itsenäisesti täyttämän FES-I-asteikon toistoreliaabelius näyttää riittävältä, sillä kyselyn summapisteiden r-korrelaatiot ovat ylittäneet arvon 0,80 sekä yhden että neljän viikon väliajoilla. Osuvampi indikaattori ICC (intraclass-korrelaatio; Mc- Dowell 2006, Fayers ja Machin 2007) on samoin saanut riittävän arvon tutkimuksissa, joissa se oli laskettu (taulukko 2; myös Camargos ym. 2010, Billis ym. 2011). Australialaisvastaajat täyttivät lomakkeen neljästi 3 kk:n välein. Tutkijat pitivät täyttökertojen välisiä korrelaatioita tyydyttävinä (taulukko 2, Delbaere ym. 2010b). Kaikkien vastanneiden FES-I-pistemäärä kasvoi alkumittauksesta loppumittaukseen 12 kuukautta myöhemmin. Lisäys oli sitä selvempi, mitä useam min (kertoja 0, 1, >1) vastaaja oli kaatunut kahden mittauksen väliaikana. Kaatumisessa kysymys ei ole satunnaisvirheen lisääntymisestä, vaan muutoksesta huolestumista säätelevissä tekijöissä. Reliaabe liut ta ei kuitenkaan eritelty kaatumiskertojen perusteella. Mihinkään tarkasteltuun tutkimukseen ei kuulunut interventiota, josta olisi kertynyt tietoa FES-Ikyselyn herkkyydestä (responsiveness to change) kaatumishuolestuneisuuden muutosten osoittamisessa. Delbaere ym. (2010b) pitivät herkkyyden merkkinä pisteiden kasvua mittausten välillä sattuneiden kaatumisten seurauksena. He arvelivat FES-I-kyselyn olevan tarpeeksi herkkä huolestuneisuuden muutoksille vain sairaimmilla tai huonokuntoisimmilla vastaajilla ja huomauttivat pisteiden kasautumisen pieniin arvoihin tuottavan ns. lattiaefektin (McDowell
Nupponen 189 2006). Koska vähäiset pistearvot eivät voi pienentyä, ei voida osoittaa kaikkea kuntoutuksella tai muulla interventiolla saavutettua hyötyä. Vahvan huolestumisen lievittyminen tulee kyllä näkyviin. Pistearvojen ja jakauman muodon perusteella voidaan epäillä lattiaefektiä muissakin neljässä tutkimuksessa (taulukko 2), vaikka niissä ei asiaa kommentoitu. FES-I:n rakenne ja validius Asteikon sisältörakenne FES-I-kyselyssä oletetaan kaatumishuolestuneisuus ulottuvuudeksi, jota jokainen osio ilmentää. Oletuksen pitävyys on osoitettava empiirisesti. Joissakin vastaajaryhmissä osiovastaukset saattaisivat hajota ryhmittymättä lainkaan, mikä tekisi kyseenalaiseksi huolestuneisuuden intensiteetin erottelut, tai niistä voisi muodostua useita ulottuvuuksia. Tulosten vertailtavuus eri tutkimuskertojen tai eri ryhmien kesken taas edellyttää, että kysely mittaa niissä kaikissa samoja käsiteulottuvuuksia ja kyselyn sisältörakenne säilyy. (Clark ja Watson 1995, Floyd ja Widaman 1995, Smith ja McCarthy 1995, American 1999, McDowell 2006, Fayers ja Machin 2007.) Pääkomponenttianalyysi (PCA) on menetelmä, joka tiivistää osiovastaukset muutamaksi niiden yhteisiä aineksia ilmentäväksi muuttujaksi. Kunkin osion uniikki varianssi jää pääkomponenttien ulkopuolelle. PCA:lla on mahdollista selvittää, voidaanko moniosioisen lomakkeen tuottama tieto tiivistää yhdeksi tai useammaksi yksidimensionaaliseksi muuttujaksi, sekä tunnistaa informaatioarvoltaan heikkoja osioita. (Floyd ja Widaman 1995, Fayers ja Machin 2007.) PCA:n herkkyydestä näytteen ominaisuuksille on etua, kun selvitetään sisältörakenteen pysyvyyttä eri vastaajaryhmissä. Delbaere ym. (2010b) mainitsivat PCA:sta vain 1. komponentin ominaisarvon 1,9, mitä he pitivät kyselyn yksidimensionaalisuuden osoituksena. Muistakaan tutkimuksista ei ollut raportoitu PCA:n edellytysten täyttymistä, eristettävissä olleiden pääkomponenttien lukumäärää eikä niiden ominaisarvoja. Kolmessa tutkimuksessa (Yardley ym. 2005, Nordell ym. 2009, Helbostad ym. 2010) ensimmäiseksi eristetyn pääkomponentin ominaisarvo ylitti arvon 3,00. Kaikista kolmesta oli ilmoitettu kahden ensimmäisen pääkomponentin Varimax-rotaation tulokset. Jokaisessa kaikki osiot latautuivat molemmilla komponenteilla, suurin osa vahvasti. Yardley ym. (2005) totesivatkin Oblim-rotaation perusteella komponenttien korrelaatioksi 0,59. Kaikissa kolmessa tutkimuksessa rotatoimaton 1. pääkomponentti keräsi yli puolet osioiden yhteisvarianssista ja kaikki osiot latautuivat sillä tasaisesti (Yardley ym. 2005, Nordell ym. 2009, Helbostad ym. 2010). PCA-analyysitulokset tukivat siis käsitystä, että FES-I:llä arvioitua kaatumishuolestuneisuutta voidaan käsitellä yksidimensionaalisena muuttujana. Analyysejä ei ilmeisesti kuitenkaan tehty alanäytteissä. Kahdessa tutkimuksessa (Kempen ym. 2007a, Delbaere ym. 2010b) lomake oli täytetty kahdesti, mutta kummaltakaan kerralta ei ole raportoitu kyselyn PCA-rakennetta eikä tutkittu sisältörakenteen pysyvyyttä konfirmatorisilla faktorianalyyseillä. Analyysien perusteella ei ollut aihetta poistaa asteikosta yhtään osiota. Kyselyn osiokoostumus ei silti ole ihanteellinen. Delbaere ym. (2010b) tutkivat kyselyn sisältörakennetta item-response (IRT) -teoriaan (McDowell 2006, Fayers ja Machin 2007) perustuvilla menetelmillä. He päättelivät muutoksia tai lisäosioita tarvittavan, jotta kysely mittaisi kaatumishuolestuneisuuden voimakkuutta muuttujan koko vaihtelualueelta. FES-I:n validius FES-I-kyselyn validiuden kannalta keskeinen kysymys on, erottuuko kaatumishuolestuneisuus riittävästi lähisukuisista käsitteistä kuten kaatumispelosta ja korreloiko FES-I-pistemäärä muihin muuttujiin niin kuin teoriataustan ja empiirisen tutkimustiedon perusteella on odotettavissa (konvergenssi ja divergenssi). Tässä suhteessa kehittämistyö on selvästi kesken. Kriteerivalidiuden tai rinnakkaisvalidiuden selvittämiseen taas ei ole sopivia vertailumittareita. (American 1999, McDowell 2006, Moore ja Ellis 2010.) Kempenin ym. (2007a) ja Helbostadin ym. (2010) tutkimuksiin osallistuneet vastasivat suoraan kaatumispelkokysymykseen. Pienimmät FES-I-pisteet olivat niillä, jotka eivät pelänneet, ja suurimmat niillä, jotka ilmoittivat pelkäävänsä paljon. Tärkein porras näytti olevan se, myönsikö vastaaja ylipäätään pelkää-
190 Nupponen vänsä. Tulos on uskottava, mutta sen tai muista tutkimuksista kertyneen tiedon perusteella ei FES-Ikyselyllä mitattua huolestuneisuutta voida pitää samana kuin kaatumispelko (Moore ja Ellis 2008). Tarkastelluissa tutkimuksissa ei selvitetty FES-I-pisteiden päällekkäisyyttä muiden kaatumispelkomittojen eikä muiden kaatumiseen liittyvien psykologisten käsitteiden kanssa. Mainittakoon, että odotetun suuntaisia korrelaatioita saatiin kyllä kreikkalaisessa näytteessä (Billis ym. 2011). Neljässä tutkimuksessa (Yardley ym. 2005, Kempen ym. 2007a, Helbostad ym. 2010, Delbaere ym. 2010b) oli analysoitu summapistemäärän tasoa oletetusti tärkeimmän huolestuneisuuteen vaikuttavan tekijän eli kaatumisten suhteen. Kaatumisten lukumäärä kyselyä edeltäneiden 12 kuukauden aikana dikotomisoitiin (kaatumisia 0 vs.1 tai >1; kaatumisia 0 1 vs. >1). Useammin kuin kerran kaatuneiden FES-I-pisteet olivat 6 10 pistettä isommat kuin kerran tai ei lainkaan kaatuneilla, ts. isoimmat pisteet todettiin niillä, joiden kaatumisen todennäköisyys oli suurin. (Yardley ym. 2005, Kempen ym. 2007a, Helbostad ym. 2010, Delbaere ym. 2010b, myös Billis ym. 2011.) Yardley ym. (2005) tutkivat lisäksi pisteiden tasoa kaatumisriskiin liittyvissä, dikotomisoiduissa terveydentilamuuttujissa. FES-I-keskiarvot olivat 5 10 pistettä isompia, jos vastaajalla oli kroonisia sairauksia tai huimausta, jos hän käytti jatkuvasti vähintään neljää eri lääkettä tai jos hän käytti keskushermostoon vaikuttavia lääkkeitä. Delbaere ym. (2010b) totesivat pieniä pistetasoeroja mittaamiensa fysiologisten vaaratekijöiden (kaatumisriskiprofiili, tasapaino, lihasvoima, kävelynopeus) sekä toiminnan rajoitusten, masentuneisuuden, elämänlaatuindeksin ja kognitiivisia kykyjä edustavan jäljitystehtävän, mutta ei ahdistuneisuuden suhteen. Edellä käsitellyissä tutkimuksissa 8 10 pisteen ero on vähän keskihajontaa pienempi. Kolmessa näistä (Yardley ym. 2005, Kempen ym. 2007a, Helbostad 2010) erojen todettiin vastaavan heikkoja tai kohtalaisia effect size-indeksiarvoja (SRM; McDowell 2006, Fayers ja Machin 2007). Effect size-arvot riippuivat muuttujien mittaamistavasta ja näytteestä. Kaiken kaikkiaan tulokset ovat siis tukeneet FES- I-kyselyn validiutta kaatumisen vaaratekijöiden suhteen poikkileikkausaineistoissa. Ennustevalidiudesta on tietoa vain Delbaeren ym. (2010a, b) tutkimuksessa. Alkumittauksen FES-I-pisteet erottivat ne, jotka seuraavien 12 kuukauden aikana kaatuivat kerran tai ei lainkaan niistä, jotka kaatuivat vähintään kahdesti. Samoin alkumittauksen FES-I erotti vielä vuoden kuluttua isomman ja pienemmän kaatumisriskin ryhmät, oli ne sitten muodostettu kaatumisen fysiologisen riskin, lihasheikkouden, toiminnan rajoitusten tai masentuneisuuden perusteella. Riskimuuttujien keskiarvot ja keskihajonnat olivat samaa tasoa kuin alkumittauksessa. FES-I-kyselyn ja kehittämistyön arviointia Kyselyn nykyinen kehittämisvaihe Luotettavan mittausvälineen rakentaminen on työlästä aina, kun mittauksen kohteena ovat ihmisen subjektiiviset arviot ja tuntemukset. ProFaNE-hankkeen ansiosta on saatu tietoa FES-I-kyselyn mit tausteknisistä ominaisuuksista ja rajoitetusti sen validiudesta. Edellä tarkastelluista tutkimuksista päätellen kysely on tutkituissa eri maista hankituissa näytteissä osoittautunut tyydyttäväksi arviointivälineeksi, kun omassa kodissaan elävät ikääntyvät tai ikääntyneet vastaajat täyttävät kielelleen sovitetun lomakkeen. Haastatellen toteutetusta FES-I-kyselystä ei ole riittäviä tutkimustietoja. Nykyisillä pohjoiseen Eurooppaan sovitetuilla FES-I-kyselyillä saadaan ilmeisesti käsitteellisesti vertailukelpoisia summapisteitä. Etäisemmistä maista hankittujen pisteiden vertailukelpoisuuteen on syytä suhtautua varovammin, vaikka suuri osa Billisin ym. (2011), Ruggieron ym. (2009) ja Camargoksen ym. (2010) tuloksista olikin samansuuntaisia kuin pohjoisempaa kerätyissä näytteissä. Vertailtavuuden edellytyksenä on samanlainen kyselyn sisältörakenne sekä riittävät asteikko-ominaisuudet ja toistettavuus kaikissa verrattavissa aineistoissa. Eri alueilta hankittujen pisteiden tasoa ei sen sijaan voida verrata suoraan, vaan esimerkiksi tutkimuksissa joudutaan käyttämään suhteutettuja lukuja. Myöskään tiettyihin tarkoituksiin määriteltyjä pisteluokituksia ei voida siirtää maasta toiseen. Kussakin maassa tarvitaan nyt edustavia, isoja aineistoja vastaajien ikään, terveydentilaan ja toimintakykyyn suhteutettujen väestöviitearvojen sekä klii-
Nupponen 191 nisten ryhmien viitearvojen hankkimiseksi. Samalla kertynee tietoa FES-I-kyselyn esittämistavan vaikutuksista. Myös pitkittäistutkimuksia tarvitaan. Iäkkäiden toimintakyky ja terveydentila voi muuttua nopeastikin, mutta tietoa ei ole FES-I-pistejakaumien, pistetasojen ja kyselyn sisältörakenteen säilymisestä 1 5 vuoden aikavälillä eikä lyhyeltäkään ajalta. Tähän mennessä kertynyt tieto ei riitä päätelmiin kyselyn ennustavuudesta eikä sen herkkyydestä kaatumishuolestuneisuuden muutosten osoittamisessa. FES-I-kyselyn ominaisuuksista kliinisissä ryhmissä ei ole kansainvälisiä vertailuja. Missään maassa ei ole myöskään riittävästi tutkittu kliiniseen käyttöön soveltuvia FES-I-pisterajoja eikä sitä, millaisille kliinisille ryhmille FES-I-kysely soveltuu. Harvat sairaaloissa tehdyt tutkimukset ovat osoittaneet, että kyselyn osiot vastaavat huonosti laitosympäristön vaatimuksia ja paljon osiovastauksia puuttuu (Denkinger ym. 2009). Tätä voidaan odottaakin, onhan FES-I-kysely laadittu itsenäisesti eläviä ikääntyviä ihmisiä varten. Joitakin tutkimuksia on tehty sellaisilla geriatriseen laitoskuntoutusjaksoon osallistuneilla iäkkäillä, jotka kykenevät liikkumaan sisätiloissa ja kommunikoimaan ympäristön kanssa. Heillä FES-I-pisteet ovat mm. ennustaneet toimintakyvyn eri osatekijöiden kehittymistä kolmen viikon kuntoutusaikana sekä niiden tasoa neljä kuukautta kuntoutusjakson jälkeen (Denkinger ym. 2010). Haastateltuna FES- I-kyselyä on käytetty myös kuntoutujille, joilla oli todettu lieviä kognitiivisia puutteita tai alkavaa dementiaa (Hauer ym. 2010, 2011). Kyselyn psykometriset ominaisuudet ja erottelukyky näyttivät heillä säilyvän, mutta osiovastauksia puuttui monilta. Lisäksi nämä vastaajat arvioivat huolestumisensa vähäiseksi, vaikka heidän toimintakykynsä oli heikko. Itsenäisesti ja haastatellen täytetyn kyselyn tulokset eivät eronneet niillä kuntoutujilla, joilla ei ollut kognitiivisia puutteita. Kehittämistyön tutkimusaukkoja FES-I-osiokokoelmaa ei kannata pitää lopullisena, vaikka osiot onkin koottu huolellisella, moniportaisella valmistelutyöllä. Olennaista tutkimustietoa puuttuu siitä, miten hyvin kyselyn osiot kattavat ne kaatumiselle altistavat tilanteet, joita iäkäs ihminen kohtaa päivittäin tai viikottain. Kyselyn osioidenhan tulisi olla edustava otos näiden relevanttien tilanteiden perusjoukosta niissä ihmisryhmissä, jossa kyselyä käytetään. Edustavuus riippuu sitä paitsi kussakin kieli- ja kulttuuriympäristössä vallitsevista oloista. Joitakin osioita on jouduttu vaihtamaan tai mukailemaan kyselyn uutta käyttöympäristöä vastaaviksi samalla, kun kysely on käännetty uudelle kielelle. Empiirisiä selvityksiä osiokokoelman edustavuudesta kussakin maassa ei ole tehty. Edustavuuden puute saattaa siis heikentää kyselyn sisältövalidiutta ja ennustavuutta. (Clark ja Watson 1995, McDowell 2006). Lisäksi osioiden erottelukykyä oli selvitetty vain yhdessä tutkimuksessa (Yardley ym. 2005). Delbaere ym. (2010b) ehdottivat lisättäväksi muutosherkkiä osioita. Tarkastelluissa tutkimuksissa noudatettiin yhdenmukaisia, klassista testiteoriaa vastaavia analyysitapoja. Vain Delbaere ym. (2010b) käyttivät uudempaan testiteoriaan (IRT) perustuvia tilastomenetelmiä. Isoista näytteistä ja IRT-teoriasta olisi hyötyä osiokokoelman tarkistamisessa ja väestöviitearvojen muodostamisessa. (Clark ja Watson 1995, McDowell 2006, Fayers ja Machin 2007.) Tähänastista monipuolisempia tutkimusmenetelmiä tarvitaan, kun edetään mittausteknisestä kehittämisestä kyselyn käyttösovelluksiin tai tutkitaan kyselyn teoriaperusteita ja käsitevalidiutta (construct validity; McDowell 2006, Fayers ja Machin 2007). Kaatumishuolestuneisuuden käsitevalidiuteen on kiinnitetty kovin vähän huomiota. FES-I:n kehittämistyössä onkin saatu aikaan menetelmä, joka mittaa melko johdonmukaisesti kohdettaan, mutta selvää ei ole, mitä sillä mitataan. Horjuvuutta kuvaa esimerkiksi se, että saman tutkimusartikkelin sisälläkin kyselyllä ilmoitetaan mitattavan milloin kaatumispelkoa, milloin huolestuneisuutta tai kaatumisen koettua uhkaa tai pystyvyyttä kaatumisen ehkäisemiseen. Välillä näitä käsitteitä on pidetty synonyymeinä, välillä taas on käytetty kattokäsitteenä kaatumispelkoa. Käsitteiden suhteista ei ole esitetty tutkimusnäyttöä. Moore ja Ellis (2008) kehottavat FES-I-kyselyn käyttäjiä pysymään kaatumishuolestuneisuuden käsitteessä. Koska kaatumispelko-käsitettä ja sen eri mittareita on käytetty paljon, mutta tutkittu heikosti, on selvitettävä, mikä yhteys FES-I:llä mitatulla huolestuneisuudella on pelkoon niin kuin muihinkin relevantteihin psykologisiin käsitteisiin. Tämä edellyt-
192 Nupponen tää kunnollisen teoreettisen perustan luomista. Psykologian pystyvyyskäsitettä (domain specific selfefficacy, activity specific self-effcacy; Bandura 1997) ei voi perustellusti käyttää huolestuneisuuden synonyyminä. FES-I-otsikossa se antaa virheellisen kuvan kyselystä. Teoreettisesti perusteltua empiiristä tutkimusta tarvitaan selvittämään, mitä psykologisia tekijöitä kannattaa mitata kaatumisen ehkäisemiseksi ja tehokkaiden interventioiden aikaansaamiseksi. Ei esimerkiksi tiedetä, mikä osuus FES-I-kyselyn mittaamalla huolestuneisuudella on kaatumista ehkäisevien tottumusten muodostumiseen ja ehkäiseviin toimintoihin osallistumiseen. Yardleyn ym. (2007) kyselytutkimuksessa FES-I-huolestuneisuus ilmaisi koettua kaatumisen uhkaa yhtä vahvasti kuin vastaajan havaitsemat vaaratekijät ja hänen otaksumansa kaatumisen todennäköisyys ja seuraamukset. Kyselyyn vastanneiden iäkkäiden motivaatio lihaskuntoa ja tasapainoa ylläpitävään liikuntaan oli kuitenkin heikommin yhteydessä tähän uhkakokemukseen kuin liikuntaan osallistumista koskeviin asenteisiin ja uskomuksiin. FES-I-kyselyn käytettävyys FES-I-kyselystä kertyneet ulkomaiset tutkimustiedot kannustavat tämän menetelmän tutkimiseen Suomessa varsinkin, kun vastaavia, tutkittuja subjektiivisten kokemusten mittareita ei ole meillä tarjolla. Ohjeiden mukaisesti esitetty FES-I-FIN-kysely (UKK-instituutti 2011, Nupponen ja Karinkanta 2012) on jo nyt rajallisesti käyttökelpoinen ammatilliseen tiedonhankintaan. Kysely tarjoaa järjestelmällisen ja yhtenäisen tavan kartoittaa, mitkä tilanteet ovat tietyn iäkkään asiakkaan tai tietyn asiakasryhmän huolenaiheita. Toistamalla kysely tai haastattelu on mahdollista seurata huolestumisen muutoksia asiakaskohtaisesti. Kysely kokoaa asiakkaan näkemyksen tilanteesta toiseen, ja ammattilainen voi testata toimintakykyä tai havainnoida asiakkaan toimintaa samoissa tilanteissa. Asiakkaan kokeman huolen ja ammattilaisen havainnoiman suorituksen, testituloksen tai riskiarvion välinen ristiriita ansaitsee huomiota. Kotimaisten tutkimustietojen ja viitearvojen puuttuminen rajoittaa toistaiseksi FES-I-FIN-kyselyn muuta käyttöä. Muutakin tietoa tarvitaan kyselyn käytettävyydestä: Millainen on kyselyn hyväksyttävyys ja mikä puutteellisten vastausten osuus eri vastaajaryhmissä? Mitä valmennusta ikääntyneiden palveluissa ja hoivatehtävissä työskentelevät eri ammattiryhmät tarvitsevat hallitakseen kyselyn asianmukaisen esittämistavan ja tulosten käytön? Tieteellisessä tutkimustyössä FES-I-kysely kelpaa kaatumishuolestuneisuus-käsitteen operationaalistamiseen. Kyselyä tulee silloinkin käyttää ao. kielialueelle vakioidussa asussa ja vakioidulla tavalla, siis Suomessa FES-I-FIN-versiona. Joka kielialueella ja maassa on hankittava tutkimuksiin omat koe- ja kontrolliryhmät, jotta aineiston sisäinen vertailtavuus säilyy (Kempen ym. 2007). Lisäksi kyselyn mittausominaisuudet ja sen sisältörakenne on syytä analysoida omassa tutkimusaineistossa. Ei esimerkiksi voida olettaa, että pistemäärä edustaa samaa tai vain yhtä ulottuvuutta jokaisessa näytteessä. Ensisijaisesti muusta aiheesta kuin kaatumishuolestuneisuudesta kiinnostunutta tutkijaa saattaa houkuttaa lyhyemmän mittarin käyttö. FES-I-osioista onkin ProFaNE-hankkeessa muodostettu 7-osioinen asteikko FES-I Short Version eli Short FES-I (Kempen ym. 2007a, Kempen ym. 2008, Delbaere ym. 2010b, Helbostad ym. 2010). Lyhyen FES-I:n toistoreliaabelius ja sisäinen johdonmukaisuus ovat osoittautuneet isoihin tutkimusaineistoihin kelpaaviksi ja pisteiden erottelukyvystäkin on esitetty tuloksia. Hauer ym. (2011) varoittavat kuitenkin lattiaefektistä muilla kuin heikkokuntoisilla vastaajilla. Sitä paitsi lyhentäminen vaarantaa kyselyn validiutta. Alkuperäinen tarkoitus oli kerätä tieto huolestuneisuudesta niissä tilanteissa, joita iäkäs vastaaja todennäköisimmin kohtaa päivittäin ja viikottain. Lyhyen version osiot ovat suppeampi otos sellaisten tilanteiden perusjoukosta (Smith ja McCarthy 1995, Mc- Dowell 2006, Fayers ja Machin 2007). Niistä puuttuukin esimerkiksi pohjoisessa yleisesti huolestuttava tilanne eli liukas keli. Lyhyen FES-I:n osiot valittiin niiden brittinäytteessä saamien pistejakaumien perusteella (Kempen ym. 2008). Se ei takaa, että samat osiot tulisivat valituiksi muualla, joten lyhyt asteikko ei välttämättä tuota vertailukelpoista tietoa eri alueil ta tai eri maista.
Nupponen 193 Yhteydenotto: Ritva Nupponen, YTT, dosentti UKK-instituutti, PL 30, 33501 Tampere sähköposti: ritva.nupponen@uta.fi Lähteet American Educational Research Association, American Psychological Association, National Council on Measurement in Education. Standards for Educational and Psychological Testing. AERA, APA & NCME, Washington DC 1999. Bandura A. Self-efficacy. The exercise of control. Freeman & Co., New York, NY. 1997. Billis E, Strimpakos N, Kapreli E, ym. Cross-cultural validation of the Falls Efficacy Scale International (FES-I) in Greek community-dwelling older adults. Disabil Rehab 33:1776 1784, 2011. Camargos FFO, Dias RC, Dias FMD, ym. Adaptação transcultural e avaliação das propriedades psicométricas da Falls Efficacy Scale-International em idosos brasileiros (FES-I-BRASIL). Rev Bras Fisioter (Revista Brasileira de Fisioterapia) 14: 237 243, 2010. Clark LA, Watson D. Constructing validity: basic issues in objective scale development. Psychol Assess 7: 309 319, 1995. Dias N, Kempen GI, Todd CJ, ym. Die deutsche Version der Falls Efficacy-Scale International (FES-I). Z Gerontol Geriatr 39: 297 300, 2006. Delbaere K, Close JCT, Brodaty H, ym. Determinants of disparities between perceived and physiological risk of falling among elderly people: cohort study. BMJ 34: c4165, 2010a, doi:10.113/bmj.c4165. Delbaere K, Close JCT, Mikolaizak AS, ym. The Falls Efficacy Scale International (FES-I). A comprehensive longitudinal validation study. Age Ageing 39: 210 216, 2010b. Denkinger MD, Igl W, Coll-Planas L, ym. Practicality, validity and sensitivity to change of fear of falling self-report in hospitalised elderly a comparison of four instruments. Age Aging 38: 108 112, 2009. Denkinger MD, Igl W, Lukas A, ym. Relationship between fear of falling and outcomes in an inpatient geriatric rehabilitation population fear of fear of falling. JAGS ( J American Geriatric Society) 58: 664 673, 2010. Elmo A, Ruggiero C, Mariani T, ym. Validazione della FES-I e della FES-I breve in anziani viventi in comunità. G Gerontol 58: 259 263, 2010. Fayers PM, Machin D. Quality of life. Assessment, analysis and interpretation. Wiley, Chichester 2007. Floyd F J, Widaman KF. Factor analysis in the development and refinement of clinical assessment instruments. Psychol Assess 7: 286 299, 1995. Hauer KA, Yardley L, Beyer N, ym. Validation of the Falls Efficacy Scale International in geriatric patients with and without cognitive impairment: results of self-report and interview-based questionnaires. Gerontology 56: 190 199, 2010. Hauer KA, Kempen GUJM, Schwenk M, ym. Validity and sensitivity to change of the Falls Efficacy Scales International to assess fear of falling in older adults with and without cognitive impairment. Gerontology 57: 462 472, 2011. Helbostad J L, Taraldsen K, Granbo R, ym. Validation of the Falls Efficacy Scale-International in fall-prone older persons. Age Aging 39: 256 259, 2010. International Test Commission. International Test Commisson Guidelines for translating and adapting tests. (http:// intestcom.org/guidelines/index.php) 2010. Jørstad EC, Hauer K, Becker C, ym. Measuring the psychological outcomes of falling: a systematic review. JAGS ( J American Geriatrics Society) 53: 501 510, 2005. Kannus P, Parkkari J, Niemi S, ym. Fall-induced deaths among elderly people. Amer J Publ Health 95: 422 424, 2005. Kempen GIJM, Todd CJ, Van Haastregt JCM, ym. Crosscultural validation of the Falls Efficacy Scale International (FES-I) in older people: results from Germany, the Netherlands and the UK were satisfactory. Disabil Rehabil 29: 155 162, 2007a. Kempen GIJM, Zijlstra GAR, van Haastregt JCM. Het meeten van angst om te vallen de Falls Efficacy Scale- International (FES-I). Achtergrond en psychometrische kenmerken. Tijdschr Gerontol Geriatr 38: 204 212, 2007b. Kempen GI, Yardley L, van Haastregt JC, ym. The Short FES-I: a shortened version of the falls efficacy scale-international to assess fear of falling. Age Ageing 37: 45 50, 2008. McDowell I. Measuring health. A guide to rating scales and questionnaires. Third ed. Oxford University Press, New York 2006. Moore DS, Ellis R. Measurement of fall-related psychological constructs among independently-living older adults: a review of the research literature. Aging Ment Health 12: 684 699, 2008. Nordell E, Andreasson M, Gall K, ym. Evaluating the Swedish version of the Falls Efficacy Scale-International (FES-I). Adv Physiother 11: 81 87, 2009.
194 Nupponen Nupponen R, Karinkanta S. Huolestuttaako kaatuminen? FES-I-kysely suomeksi. Gerontologia 26(3), 2012. Pajala S. Iäkkäiden kaatumisten ehkäisy. THL, Opas 16. Terveyden ja hyvinvoinnin laitos, Helsinki 2012. Palvanen M P, Kannus P, Piirtola M, ym. The CHAOS falls clinic in preventing falls and injuries of home-dwelling older adults: a randomised controlled trial. Käsikirjoitus, arvioitavana. 2012. ProFaNE 2011. Luettavissa osoitteessa www.profane.eu.org. ProFaNE 2012. Luettavissa osoitteessa http://profane.co. Rochat S, Büla CJ, Martin E, ym. What is the relationship between fear of falling and gait in well-functioning older persons aged 65 to 70 years? Arch Phys Med Rehabil 91: 879 884, 2010. Ruggiero C, Mariani T, Gugliotta R, ym. Validation of the Italian version of the Falls Efficacy Scale International (FES-I) and the Short FES-I in community-dwelling older persons. Arch Gerontol Geriatr (Suppl. 1): 211 219, 2009. Scheffer AC, Schuurmans MJ, van Dijk N, ym. Fear of falling: measurement strategy, prevalence, risk factors and consequences among older persons. Age Ageing 37: 19 24, 2008. Seematter-Bagnoud L, Santos-Eggimann B, Rochat S, ym. Vulnerability in high-functioning persons aged 65 to 70 years: the importance of fear factor. Aging Clin Exp Res 33: 212 218, 2010. Skelton DA, Becker C, Lamb SE, ym. Prevention of Falls Network Europe: a thematic network aimed at introducing good practice in effective falls prevention across Europe. Eur J Aging 1: 89 94, 2004. Smith GT, McCarthy DM. Methodological considerations in the refinement of clinical assessment instruments. Psychol Assess 7: 300 308, 1995. Summary of the updated American Geriatrics Society / British Geriatrics Society clinical practice guideline for prevention of falls in older persons. J Am Geriatr Soc 59 : 148 157, 2011. Tinetti ME, Richman D, Powell L. Falls efficacy as a measure of fear of falling. J Gerontol 45: 239 243, 1990. UKK-instituutti. FES-I-FIN-kysely. Luettavissa ja tulostettavissa osoitteessa www.ukk-instituutti.fi/ammattilaisille/ testaaminen/kaatumispelkokysely. 2011. Yardley L, Beyer N, Hauer K, ym. Development and initial validation of the Falls Efficacy Scale-International (FES- I). Age Ageing 34: 614 619, 2005. Yardley L, Donovan-Hall M, Francis K, ym. Attitudes and beliefs that predict older people s intention to undertake strength and balance training. J Gerontol Psych Sci 62B: P119 P125, 2007. Zijlstra GAR, van Haastregt JCM, van Eijk ThM, ym. Prevalence and correlates of fear of falling, and associated avoidance of activity in the general population of community-living older people. Age Ageing 36: 304 309, 2007.