Abstracte achtergrond
Het doel van deze studie was om de dimensionaliteit, betrouwbaarheid en validiteit van een alternatieve versie van de kauwfunctie vragenlijst gedeeltelijk te onderzoeken . dentate patiënten in Japan
Methods
onderwerpen waren gedeeltelijk dentate patiënten die de prothetische kliniek in Tokyo Medical en Dental University bijgewoond (N = 491, 71% vrouwen, gemiddelde leeftijd (± SD): 63,0 ± 11,5 jaar). De vragenlijst gevraagd elk onderwerp aan zijn of haar vermogen om op te kauwen 20 gemeenschappelijke Japans voedsel te geven. Voor elk individu, werd de respons gecombineerd om een kauwfunctie samenvatting score opleveren, met hogere scores aangeeft beter zelf-gerapporteerde kauwen vermogen. We gebruikten exploratieve factoranalyse om de scores 'dimensionaliteit te onderzoeken. Geldigheid assessment, we berekend de correlaties tussen de kauwfunctie score en mondelinge gezondheid gerelateerde kwaliteit van leven (OHRQoL, zoals gemeten door de Japanse 14-post Oral Health Impact Profile (OHIP-14)) De interne consistentie van de scores en test-hertest betrouwbaarheid werden onderzocht door het stellen van een groep personen (N = 62) op de vragenlijst twee keer, 2 weken uit elkaar te voltooien.
Resultaten
verkennende factoranalyse mits enig bewijs dat zelf-gerapporteerde kauwen vermogen kan worden gekenmerkt door een samenvatting score als de oorspronkelijke auteurs suggereren. Steun voor de geldigheid van kauwen functiescores de alternatieve versie van de vragenlijst afgeleid uit correlaties met OHIP-14 score (r = -0,46, 95% betrouwbaarheidsinterval (BI): -0,53 tot -0,39); Zo werd beter kauwen vermogen in verband met minder gestoorde OHRQoL. De interne consistentie was 'bevredigend' met een alpha van 0,90 (de ondergrens van 95% CI: 0,89) een Cronbach's. De test-hertest betrouwbaarheid was 'goed' met een intraclass correlatiecoëfficiënt van 0,69 (95% CI: 0,56-0,82).
Conclusie Ondernemingen De alternatieve versie van de kauwfunctie vragenlijst kan gebruikt worden als een stand-alone instrument vanwege de bewezen betrouwbaarheid en validiteit van de scores verkregen met behulp van de vragenlijst gedeeltelijk dentate patiënten. achtergrond
de mogelijkheid om op te kauwen is een belangrijk onderdeel van de mondgezondheid [1]. Bovendien, omdat dit vermogen kan dieetkeuzen en voedingsinname beïnvloeden, maar heeft ook gevolgen hebben voor zowel fysieke maatregelen van de algemene gezondheid [2-5] en ervaren de algemene gezondheidstoestand, zoals gemeten met behulp van generieke gezondheidsgerelateerde kwaliteit van leven instrumenten [6] .
kauwen functie kan worden beoordeeld met behulp van het kauwen van tests en vragenlijsten of persoonlijke interviews. Overwegende dat het kauwen van testen kan de beoordeling van de kauw efficiency met enige objectiviteit, vragenlijsten geven informatie over hoe een individu ziet zijn of haar kauwen vermogen. Al vele jaren hebben de meeste onderzoekers de begrippen 'objectief' en 'subjectief' gebruikt om te verwijzen naar gegevens die zijn verzameld door middel van laboratoriumtests en die verzameld van patiënten 'self-rapporten, respectievelijk, hetgeen impliceert dat de laboratoriumtests zijn meer geldig is en dat de patiënt zelf -Rapporten leveren alleen surrogaat informatie. Echter, beide evaluaties vertegenwoordigen verschillende maar aanvullende informatie. Slagter et al. [7] en Carlsson en Lindquist [8] gemeld dat patiënten 'ratings van hun kauwen ervaring slechts zwak verband hielden met hun vermogen om te testen voedsel kauwen. Onlangs, met steeds belangrijker wordt in de tandheelkunde in het algemeen [9-11], heeft de patiënt gerapporteerde assessment aanpak steeds belangrijker voor de beoordeling van het kauwen vermogen verbonden aan de patiënt gerapporteerde uitkomsten.
Subjectieve methoden omvatten single-post vragen, voedsel lijsten, en indices te beoordelen kauwen vermogen of het eten van moeilijkheid. In het geval van één punt vragen zijn proefpersonen gevraagd een eenvoudige vraag over hun kauwen vermogen [12-14]. Deze vragen, hoewel gemakkelijk te beantwoorden, zijn ruwe maatregelen van het kauwen vermogen en geen gedetailleerde informatie over welke voedingsmiddelen de proefpersonen had moeite met eten of helemaal niet kon eten niet te verstrekken. Een andere subjectieve evaluatie methode van kauwen vermogen is een voedselinname vragenlijst die specifieke voedingsmiddelen categoriseert naar gelang zij zijn gemakkelijk of moeilijk om te bijten of kauwen [9, 15-17]. Deze vragenlijsten beoordelen van de mogelijkheid om te eten of kauwen een reeks levensmiddelen van verschillende hardheid of texturen die zorgvuldig werden gekozen meest relevant zijn voor zelf-gerapporteerde kauwen vermogen in elke doelgroep te zijn. De kauwfunctie vragenlijst ontwikkeld door Sato et al. [16] is een dergelijk instrument is gebruikt in verscheidene studies [16, 18, 19]. Hoewel deze vragenlijst gemakkelijk in een relatief korte tijd kan worden afgerond en kan op de stoel naast elkaar worden toegediend, de validiteit en betrouwbaarheid zijn nooit grondig onderzocht. Hoewel oorspronkelijk ontwikkeld voor edentate patiënten conventionele volledige prothese, kan de vragenlijst nuttig zijn voor andere populaties, met name gedeeltelijk dentate patiënten ook. Om zelf-gerapporteerde kauwen vermogen middels vragenlijst over tandheelkundige bevolking te schatten, succesvol validaties in de nieuwe instellingen noodzakelijk omdat voedingsgewoonten of voedingsvoorkeuren kan afhangen van de bevolking. Bovendien, hoe groter itemverzameling zachte Japanse levensmiddelen, waarvan de huidige vragenlijst items geselecteerd, biedt de mogelijkheid om een alternatieve versie van het instrument te maken. Eigenlijk dezelfde auteurs rapporteerden een alternatieve instrument verschillende items geselecteerd uit dezelfde itemverzameling Japanse levensmiddelen [20] gebruikt. Dergelijke alternatieve vormen kunnen de bestaande instrumenten aan te vullen bij de beoordeling van het doel construct over korte perioden wanneer de test-hertest effect voorkomt herhaald gebruik van hetzelfde instrument [21].
Deze studie had als doel om de dimensionaliteit, betrouwbaarheid en validiteit te onderzoeken van een alternatieve versie van de kauwfunctie vragenlijst gedeeltelijk dentate patiënten.
methoden
onderwerpen en het instellen van
Gedurende de onderzoeksperiode (drie opeenvolgende weken in juni en juli 2007, 507 opeenvolgende gedeeltelijk dentate patiënten in de kliniek prothetische van Tokyo Medical en Dental University werden uitgenodigd om deel te nemen aan dit onderzoek. van deze 496 patiënten (97,8%) namen deel aan de studie en mits dit schriftelijk informed consent. We uitgesloten proefpersonen bij wie een acute orale ziekte of waarvan de algemene gezondheid zou interfereren met gepresenteerd . elke tandheelkundige behandeling Na deze uitzonderingen, de gegevens van 491 patiënten werden geanalyseerd (N = 491, 71% vrouwen, gemiddelde leeftijd (± standaarddeviatie (SD)): 63,0 ± 11,5 jaar). Gemiddeld aantal van de ontbrekende tanden was 9,6 ± 8,2, en 344 patiënten (70,1%) werden het dragen van uitneembare prothesen. Deze studie werd uitgevoerd met de goedkeuring van de ethische commissie van de Tokyo Medical en Dental University. (Erkenningsnummer: # 135, 3 december 2005)
kauwen functie vragenlijst en het voorwerp Nederland | De door Sato et al voorgesteld kauwfunctie vragenlijst. [16] verzoekt de onder diens kauwvermogen 20 voedingsmiddelen gekozen uit 100 zelfstandig Japans voedsel te geven. Dezelfde auteur voorgesteld een alternatieve versie van het instrument verschillende voedingsmiddelen gekozen uit dezelfde itemverzameling [20] (Tabel 1) gebruikt. Proefpersonen werd gevraagd of het gemakkelijk was ( "1") of moeilijk ( '0') aan het voedsel kauwen. Punt antwoorden voor elk individu werden gecombineerd om een samenvatting score van 0-20 te produceren voor dat onderwerp dat de 'kauwfunctie score,' werd genoemd met hogere scores aangeeft beter kauwen vermogen. In deze studie gevalideerd we de alternatieve versie van de kauwfunctie questionnaire.Table 1 in de alternatieve versie van de kauwfunctie vragenlijst vermeld Foods, en het aandeel van de patiënten die een bepaald levensmiddel te worden gemeld "makkelijk te kauwen."
< col>
Eten *
Percentage die "easy" (%)
TOFU **
99,6
beantwoord pudding
99,0
RICE
97,0
UDON Noodle
95,9
Lettuce
90,2
garnalentempura
87,0
komkommer
82,5
biefstuk **
80,9
Gebakken RIJSTTAART **
58,9
ingelegde radijs **
53,6
Hard Biscuit **
53,4
MILLET en RIJSTTAART
50,3
GEMARINEERD OCTOPUS
46,6
Kokkel
46,4
Hard ingelegde radijs **
35,9
Hard rijst kraniger **
34,4
kauwgom **
33,0
Whole apple **
25,9
Gedroogde INKTVISSEN **
23,8
Scherpe katoendraad
18.1
* Foods zijn opgenomen in dalende volgorde van het percentage proefpersonen die een bepaald levensmiddel gemeld gemakkelijk te kauwen is. Hoofdletters tekst geeft een Japans eten.
** Voedsel items die identiek zijn aan die welke worden gebruikt in de originele vragenlijst.
Beoordeling van dimensionaliteit, betrouwbaarheid waren, en validiteit
We beoordeeld dimensionaliteit met behulp van exploratieve factor analyse (EFA) . Naar aanleiding van de procedure door Woods [22] voorgesteld, onderworpen we een tetrachoric correlatiematrix om EFA met behulp van een gewogen kleinste kwadraten schatter om factor ladingen met de Mplus programma, versie 5 [23] te verkrijgen. We behouden factoren met eigenwaarde & gt; 1 en gedraaid hen 'quartimin,' die een schuine rotatie methode. Artikelen toegewezen aan behield geroteerd factoren die een lading van ≥ 0,5 in absolute waarde [24] had.
We onderscheiden uni-versus meerdimensionaliteit basis van de grootte van factorladingen verdeling variantie van de factoren en correlatie tussen factoren. Hoge correlatie van alle punten met de eerste factor behield aanzienlijke variantie toegeschreven aan de eerste behouden factor, en substantiële correlatie tussen de factor behield voorkeur unidimensionaliteit. Electronics Test-hertest betrouwbaarheid en de interne consistentie analyses werden uitgevoerd om de betrouwbaarheid te beoordelen. Interne consistentie werd gemeten in het gehele monster behulp Cronbachs alpha [25] en werd beoordeeld volgens eerder vastgestelde aanbevelingen [26]. In een gemak subset van de patiënten (n = 62), werd de test-hertest betrouwbaarheid beoordeeld door te vragen proefpersonen de vragenlijst twee keer te voltooien, 2 weken uit elkaar. Intraclass correlatiecoëfficiënten (ICC) werden berekend voor de kauwfunctie score volgens Shrout en Fleiss ICC met behulp van een one-way variantie-analyse [27]. De kwaliteit van de betrouwbaarheid coëfficiënten werd geëvalueerd met behulp van eerder vastgestelde richtlijnen [28].
Voor geldigheid assessment, we onderzocht hoe OHIP artikelen, OHRQoL domeinen door Slade [29], en de constructie als geheel voorgesteld werden gecorreleerd met de gepercipieerde kauwen vermogen . We verwachtten een aanzienlijke correlatie tussen waargenomen kauwen vermogen en OHRQoL omdat de constructie als geheel de directe en indirecte gevolgen van het kauwen problemen zouden veroveren. Bovendien, we hadden verwacht hogere correlaties voor items en domeinen met betrekking tot eten en orale functie of fysieke aspecten van de mondgezondheid in vergelijking met items /domeinen niet direct gerelateerd aan deze aspecten van mondgezondheid. We berekende de Pearson correlatiecoëfficiënten tussen de kauwfunctie score en mondelinge gezondheid gerelateerde kwaliteit van leven (OHRQoL, zoals gemeten met behulp van de samenvatting score van de Japanse 14-post Oral Health Impact Profile (OHIP-14)) [30], alsook tussen de kauwfunctie score en elk van de 7 OHIP domein scores. Spearman correlatiecoëfficiënten werden berekend tussen de kauwfunctie score en elk van de OHIP punt reacties. Daarnaast berekende we een Pearson correlatiecoëfficiënt tussen de kauwfunctie score en het aantal tanden. Onze hypothese was dat meer tanden worden gerelateerd beter kauwen vermogen. Gegevens voor één onderwerp werden uitgesloten van de analyse omdat een aantal ontbrekende OHIP items de berekening van een informatieve samenvatting score uitgesloten. . OHIP individuele items ontbraken in minder dan 1% van het monster
Behalve factoranalyse werden alle analyses uitgevoerd met het statistische softwarepakket STATA versie 9 (Stata Statistical Software 2005, StataCorp LP, College Station, TX, USA) , met de kans op een type I fout ingesteld op 0,05 α-niveau.
Resultaten
Frequentie van zelf-gerapporteerde vermogen om typische gerechten
Vier voedsel (tofu, pudding, rijst en udonnoedels) waren te eten gewaardeerd 'makkelijk te kauwen' door bijna alle (& gt; 95%) patiënten (tabel 1). Slechts een derde of minder onderwerpen gevonden (snij) katoendraad, gedroogde inktvis, hele appel, of kauwgom 'makkelijk te kauwen.'
Kauwen functie scores in alle vakken en subgroepen
Het gemiddelde (SD) kauwen functie score voor alle vakken was 12.1 (4.8) eenheden. Wanneer de onderzoekspopulatie werd onderverdeeld in 2 groepen op de gemiddelde leeftijd (65 jaar), jongere proefpersonen (n = 237) toonde iets beter kauwen vermogen dan oudere proefpersonen (n = 254; 12,5 ± 5,1 versus 11,8 ± 4,6 eenheden respectievelijk). Een vergelijking van de kauwfunctie scores van vrouwelijke en mannelijke personen toonde een iets lagere kauwen mogelijkheid voor vrouwen dan bij mannelijke proefpersonen (12,0 ± 4,8 eenheden, n = 350 versus 12,4 ± 4,8 eenheden, n = 141, respectievelijk).
Dimensionaliteit kauwen functie vragenlijst
alle items substantieel gecorreleerd met de latente factor (alle ladingen ≥ 0,39) wanneer slechts één factor werd behouden (eigenwaarde: 12.1) in de factoranalyse. Deze factor verklaarde 60% van de variantie (tabel 2). Wanneer de eigenwaarde criterium van & gt; 1 werd toegepast, 2 factoren werden behouden, de tweede met een eigenwaarde van 2,8. Samen vormen de elementen 2 verklaarde 74% van de variantie. Wanneer alleen de post belastingen met correlaties ≥ 0,5 met de gedraaide factoren die belangrijk werden beschouwd, een duidelijke en eenvoudige structuur ontstaan. Vier items geladen op de eerste factor, en de overige items geladen op de tweede factor. 2 de latente factoren gecorreleerd met r
Pearson = 0,25. De 2 factoren werden genoemd 'voedingsmiddelen zeer gemakkelijk te kauwen' en 'voedingsmiddelen niet zo gemakkelijk te chew.'Table 2 Factor ladingen voor de kauwfunctie vragenlijst van de 1- en 2-factor-oplossing (gewogen kleinste kwadraten met quartimin rotatie).
Eten
Factorladingen weergegeven als & gt; 0.5
1-factor
2-factor
|
|
1 het kopen van 2
TOFU
0.39
1,12 *
|
RICE
0.64
0.56
|
UDON Noodle
0.69
0.55
< td>
Pudding
0,40
0.74
|
Lettuce
0,71
|
0.56
garnalentempura
0,78
|
0.62
komkommer
0.84
|
0.71
Gebakken RIJSTTAART
0.76
|
0.76
biefstuk
0.79
|
0.75
ingelegde radijs
0.95
|
0.86
GEMARINEERD OCTOPUS
0,90
|
0,83
Hard Biscuit
0.85
|
0,91
MILLET en RIJSTTAART
0,89
|
0.93
Hard rijst kraniger
0.89
|
0.96
kokkel
0.89
|
0,87
Hard ingelegde radijs
0,94
|
0,91
Gedroogde INKTVISSEN
0.92
|
0.96
kauwgom
0.67
|
0.72
hele appel
0.75
|
0,80
Cutting katoendraad
0,70
|
0.77
Alleen correlaties van ≥ 0,5 worden getoond. Hoofdletters tekst geeft een Japans eten. Pagina Home Voor geroteerde oplossingen, kunnen de beladingen iets minder dan -1 of iets groter dan 1, omdat de factoren niet orthogonaal schuine rotatie.
Betrouwbaarheid
Internal consistentie bereikte een 'voldoende' niveau met alfa van 0,90 (de ondergrens van 95% betrouwbaarheidsinterval (CI): 0,89) een Cronbach's voor alle items. Cronbach's alpha was 0,91 (de ondergrens van 95% CI: 0.90) voor de eerste factor en 0,54 (de ondergrens van 95% CI: 0,48) voor de tweede factor Electronics Test-hertest betrouwbaarheid was ICC = 0,69 (95% CI. : 0,56-0,82) voor de kauwfunctie score. Dit niveau van reproduceerbaarheid werd 'redelijk tot goed' beschouwd en bijna bereikte de 0,70 drempel voor 'excellent' betrouwbaarheid.
Geldigheid
Alle waargenomen associaties tussen zelf-gerapporteerde kauwen vermogen, mondelinge gezondheid gerelateerde kwaliteit van het leven, en het aantal van tanden waren in overeenstemming met de hypotheses. De Pearson correlatiecoëfficiënt tussen de kauwfunctie score verkregen met behulp van de alternatieve versie van de vragenlijst en de OHIP-14 Overzicht score was r = -0,46 (N = 490, 95% CI: -0,53 naar -0,39), wat aangeeft dat proefpersonen met een hoger kauwfunctie scores (die beter zelf-gerapporteerde kauwen vermogen reflecteren) hadden lagere OHIP scores (die minder verstoorde OHRQoL weerspiegelen). Daarom werd beter zelf-gerapporteerde kauwen vermogen gecorreleerd met een betere OHRQoL.
Pearson correlatiecoëfficiënten tussen de kauwfunctie score en de zeven OHIP domein scores varieerden van -0,24 naar -0,44 met de hoogste absolute waarde waargenomen voor het domein 'lichamelijke handicap '. Het domein 'functiebeperking' gecorreleerd in absolute magnitude met kauwen functie scores slechts iets lager met -0,42 evenals het domein fysieke pijn met -0,43. Spearman correlaties tussen de kauwfunctie score en de OHIP punt reacties varieerden van -0,17 (prikkelbare met andere mensen) naar -0,43 (ongemakkelijk te eten). . Alle correlatiecoëfficiënten waren statistisch significant (p & lt; 0,001)
Daarnaast is de Pearson correlatiecoëfficiënt tussen de kauwfunctie score en het aantal tanden was r = 0,34 (N = 491, 95% CI: 0,26-0,41) Dit geeft aan dat een groter aantal tanden werd geassocieerd beter zelf-gerapporteerde kauwen vermogen.
Discussie
Deze studie werd ontworpen om de dimensionaliteit, betrouwbaarheid en validiteit van een alternatieve versie van de kauwfunctie vragenlijst [16] onderzoeken gedeeltelijk dentate patiënten.
Wanneer we de dimensionaliteit van de alternatieve versie van de kauwfunctie vragenlijst onderzocht EFA openbaarde het bestaan van 2 factoren. De eerste factor bevatte 16 punten, terwijl de tweede bevatte 4 items. De tweede factor werd gekenmerkt door items met een zeer hoge prevalentie, als eten tofu, rijst, udon en pudding was het mogelijk voor & gt; 95% van onze patiënten. Echter, vanwege de sterke eerste factor, de substantiële correlatie van alle punten met dit latente variabele, en de lage prevalentie van de items met betrekking tot de tweede factor, hebben wij ervaren kauwen vermogen als een constructie die kan worden gekenmerkt door een samenvatting score. Hoewel we een tweede factor die voedingsmiddelen bevatten die gemakkelijk te kauwen door bijna al onze gedeeltelijk dentate proefpersonen werden beoordeeld en kon daardoor zijn geschrapt omdat ze veel informatie over onze onderdanen niet hebben verstrekt hebben, denken we dat deze items bruikbaar in andere kan zijn patiëntenpopulaties met lagere kauwen vermogen, bijvoorbeeld patiënten met TMD-gerelateerde pijn. In dergelijke populaties, kunnen patiënten meer moeite om deze voedingsmiddelen te kauwen hebben, en de items zou daarom voorzien in informatie voor de discriminatie van de patiënten. Om de vergelijkbaarheid van de kauwfunctie scores te behouden, met behoud van deze 4 punten kan worden geadviseerd, zelfs voor gedeeltelijk dentate patiënten. Bovendien, de oorspronkelijke Sato vragenlijst ook beschouwd als zelf-gerapporteerde kauwen vermogen van een uni-dimensionaal construct omdat slechts één samenvatting score wordt gevormd, wat in lijn is met andere rapporten die hun instrumenten als kenmerkend een enkel construct [6, 31] beschouwd. Echter, zijn wij van mening dat onze EFA voorzien in een eerste inzicht in de dimensionaliteit van gepercipieerde kauwen vermogen. We gebruikten een verkennende techniek, omdat we dit de juiste stap voor een evaluatie van een constructie waarbij factor analytische technieken niet zijn toegepast voor en alleen deskundig advies van het construct structuur beschikbaar was beschouwd. In deze situatie wordt vaak aanbevolen EFA als eerste analytische benadering [32]. Volgens onze bevindingen, kunnen de afmetingen van de waargenomen kauwen vermogen bestaan. Deze hypothese kan worden gewerkt met bevestigende factoranalyse (CFA) betreffende andere modellen van waargenomen kauwen vermogen, in het bijzonder een uni-dimensionaal model. Toekomstig onderzoek waarbij CFA-gerelateerde multi-variabele statistische technieken zoals structural equation modeling alsook kwalitatieve analyses [33] kan meer inzicht geven in de structuur van de gepercipieerde kauwen vermogen
Wij beschouwen de resultaten voldoende om het gebruik van het instrument te rechtvaardigen om onderscheid te maken patiënten met verschillende waargenomen kauwen vermogen in een typisch doelpopulatie de vragenlijst. We hebben aangetoond dat de kauwfunctie vragenlijst kan worden gebruikt in een andere populatie dan die waarin het oorspronkelijk werd ontwikkeld. Daarom is dit instrument biedt de mogelijkheid voor het evalueren van waargenomen kauwen vermogen bij patiënten met een minimale tot verlies van tanden te voltooien. Bovendien zijn de bovenstaande resultaten, in combinatie met andere gegevens die de bruikbaarheid van dit instrument in een populatie drager met kauwproblemen (patiënten met temporomandibulaire stoornissen (TMD) [19]) suggereren dat dit instrument een samengesteld benadering waargenomen kauwen vermogen meten in de Japanse cultuur over populaties met beperkte kauwfunctie.
is slechts beperkte informatie beschikbaar is in de literatuur over de betrouwbaarheid van instrumenten (vragenlijsten) voor het meten van de waargenomen kauwen vermogen. In feite zijn deze gegevens niet beschikbaar zijn voor de kauwfunctie score. Voor het kauwen Ability Index, een instrument voor het beoordelen van kauwen vermogen, de coëfficiënt van de reproduceerbaarheid werd gemeld om 0,98 [9]. Reproduceerbaarheid van de Index van eten Moeilijkheid, een instrument ontwikkeld in China, werd naar verluidt 0,99, en de gewogen kappa voor de test-hertest betrouwbaarheid werd gemeld 0.89 [34] te zijn. Hoewel directe vergelijking niet mogelijk is te wijten aan methodologische verschillen, de eerder gerapporteerde gegevens zijn in het algemeen overleg met onze studieresultaten. Ze ondersteunen het idee dat de beoordeling van de waargenomen kauwen vermogen in het algemeen is het mogelijk met voldoende betrouwbaarheid. Wanneer we de interne consistentie onderzocht, werden de resultaten 'excellent' beoordeeld op basis van richtlijnen, en de test-hertest betrouwbaarheid van de kauwfunctie score was iets lager, maar nog steeds gerangschikt 'redelijk tot goed.' Deze resultaten suggereren dat de betrouwbaarheid van de alternatieve versie van de kauwfunctie vragenlijst volstaat, met de interne aspecten consistentie betrouwbaarheid beter zijn dan de test-hertest betrouwbaarheid, die iets lager dan verwacht.
We gebruik een OHRQoL maatregel omdat de kauwvermogen is beschreven dat een belangrijk aspect van OHRQoL [6] en kauwen vermogen is geassocieerd met orale functiegebonden impact. We hadden geen andere gebruiken gevestigde waargenomen kauwen vermogen index zoals ons de ene ontwikkeld door Leake [9]. Dit instrument, de Kauwen Ability Index [9], is een 0-5 score op basis van zelf-gerapporteerde vermogen om 5 voedsel kauwen en het is gemeld geldig als een maatregel om vermeende kauwen vermogen om te evalueren zijn. Echter, een gevalideerde Japanse versie van het instrument niet beschikbaar was, en helaas een aantal van voedsel in de vragenlijst genoemde punten zijn niet erg gebruikelijk in Japan. Het is een beperking van onze studie dat we niet de andere kauwfunctie vragenlijst heeft opgenomen. We beschouwen de twee instrumenten uitwisselbaar en zeer sterk gecorreleerd, omdat ze afkomstig zijn van dezelfde oorspronkelijke 100-punt zwembad, en ze delen een groot aantal items.
Wanneer we de score geldigheid, de waargenomen associaties tussen zelf-gerapporteerde kauwen onderzocht vermogen, mondelinge gezondheid gerelateerde kwaliteit van leven, en het aantal tanden ontmoette a priori verwachtingen. Een positieve relatie bestond tussen het aantal tanden en het kauwen functie scores, die eerder is waargenomen bij oudere volwassenen [35-37]. Andere rapporten hebben aangetoond dat orale aandoeningen zoals geïnfecteerde of ontstoken tandvlees, losse tanden en kiespijn - alle mogelijke voorlopers van tandverlies - geassocieerd met het begin van het kauwen moeilijkheden [38]. Kauwen vermogen moet worden geassocieerd met orale functie gerelateerde effecten. Daarom is de waargenomen associaties tussen kauwen vermogen en OHRQoL, waar de kauwen is onderdeel van de 'orale functie' dimensie [39, 40], met de 2 items karakteriseren van de 'lichamelijke handicap' of 'functionele beperking' domein in de OHIP-14, steunde ook de geldigheid van de scores vragenlijst. Dat de sterkste correlatie tussen elk item en de kauwfunctie scores werd waargenomen voor de post "ongemakkelijk te eten) 'voorzien a priori verwachtingen. Deze bevindingen zijn in overeenstemming met die van eerdere studies [6, 34] rapporteren een significant verband tussen kauwen vermogen en OHRQoL.
Gebaseerd op voldoende psychometrische eigenschappen van de alternatieve versie van de kauwfunctie vragenlijst de mogelijkheid bestaan om de doelsoorten construeren over zeer korte periodes bij test-hertest effecten worden verwacht dat de beoordeling zou voorkomen dat met hetzelfde instrument. We niet de omvang van de test-hertest effecten voor de vermeende kauwen vermogen weten; Echter, voor een verwante construct, OHRQoL, waren de test-hertest effecten aanwezig, maar klein [21]. Derhalve kan test- hertest effecten ook optreden met instrumenten voor kauwen waargenomen vermogen meten en kan het gebruik van de alternatieve versie motiveren. Bovendien kan meer informatie naar diagnose kauwproblemen en beoordeling van behandelingsresultaten relevant worden verkregen met een alternatieve versie met de oorspronkelijke vragenlijst.
Conclusie
alternatieve versie van de kauwfunctie vragenlijst kan worden gebruikt als stand-alone instrument voor vermeende kauwen vermogen evaluatie vanwege de bewezen betrouwbaarheid en validiteit van de scores verkregen met behulp van de vragenlijst gedeeltelijk dentate patiënten.
verklaringen
Dankwoord
de auteur erkent dankbaar de opmerkingen van Dr. Linda Raab tijdens de voorbereiding van dit manuscript. Dit manuscript werd ondersteund door het Ministerie van Onderwijs, Cultuur, Sport, Wetenschap en Technologie (MEXT), Grant-in-Aid for Young Scientists (B) (# 17.791.377).
Concurrerende belangen Ondernemingen De auteurs verklaren dat ze hebben geen concurrerende belangen.
auteurs bijdragen
KB verricht de uitkomst studies, nam deel in de reeks uitlijning en opstellers van het manuscript. MI voerde het verzamelen van gegevens. KA deel in de sequentie uitlijning. MTJ deel aan de opzet van het onderzoek en de statistische analyse uitgevoerd. YI bedacht van de studie, en nam deel aan het ontwerp en de coördinatie. Alle auteurs waren betrokken bij het manuscript voorbereiding en de goedkeuring van het definitieve manuscript.
| 