Nowiny Lekarskie 2006, 75, 5, 466 470 MAŁGORZATA KAMIENIARZ 1, WANDA STRYŁA 1, PAULINA KOWALSKA 2, GRZEGORZ KAMIENIARZ 2 STANDARYZOWANE TESTY KOMPUTEROWE DO OCENY SPRAWNOŚCI MANUALNEJ: ANALIZA RZETELNOŚCI ASSESSMENT OF THE CHILDREN MANUAL DEXTERITY AND HAND GRIP STRENGTH: TEST - RETEST RELIABILITY STUDY 1 Klinika Rehabilitacji Akademii Medycznej im. Karola Marcinkowskiego w Poznaniu Kierownik: prof. dr hab. Wanda Stryła 2 Zakład Fizyki Komputerowej Wydziału Fizyki Uniwersytetu Adama Mickiewicza w Poznaniu Kierownik: prof. dr hab. Grzegorz Kamieniarz Streszczenie Wstęp. Utrata ręki czy jej dysfunkcja z punktu widzenia praktycznej użyteczności w czynnościach życia codziennego jest największą stratą. Z tego powodu w leczeniu usprawniającym chorych z różnymi dysfunkcjami należy dążyć do maksymalnej poprawy lub pełnego przywrócenia sprawności ręki. Dla oceny postępów leczenia usprawniającego należy zastosować możliwie obiektywne metody tej oceny. Z uwagi na nieliczne opisane metody obiektywnej oceny dotyczącej sprawności ręki przy udziale komputera, opracowaliśmy testy. Cel pracy. Zasadniczym celem pracy było sprawdzenie rzetelności opracowanych wcześniej testów komputerowych sprawności ręki. Metodyka. Przeprowadzono dwukrotne badania czasu wykonania testów komputerowych sprawności manualnej w grupie 84 dzieci w wieku od 7 do 15 lat (średnia wieku 10,5 ± 2,4). y składają się z sześciu określonych zadań wykonywanych za pomocą myszy komputerowej. Wyniki. Dokonano szczegółowej analizy statystycznej i wyznaczono wskaźniki rzetelności tych testów. Obliczono współczynniki korelacji pomiędzy czasami wykonania wszystkich testów za pierwszym i drugim razem przez dzieci z tej samej grupy po upływie jednego tygodnia. Wykazano zarówno wysoki stopień korelacji pomiędzy powyższymi pomiarami, jak również ich statystyczną znamienność. Obliczone współczynniki Pearsona porównano z odpowiednimi wielkościami dla znanych z piśmiennictwa testów funkcjonalnych ręki i stwierdzono daleko idącą zbieżność ich wartości. Dla sprawdzenia stabilności testów, analizowano także istotność statystyczną różnic pomiędzy średnimi wartościami czasów wykonania poszczególnych testów w obu seriach pomiarów. Wnioski. Przeprowadzone badania oraz współczynniki statystyczne wykazały wysoką powtarzalność testów komputerowych oraz brak trendu uczenia się wykonywania testów komputerowych. SŁOWA KLUCZOWE: sprawność manualna, dzieci, komputer, rzetelność testu. Summary Introduction. The loss of hand or its dysfunction is a great handicap. The rehabilitation of patients with upper limb dysfunction should be directed to maximum possible restoration of manual functioning. The assessment of progress in rehabilitation should be performed in a possibly objective way. Since the literature on objective assessment of manual dexterity by computer tests is scarce, we have prepared some tests. The aim of the study. The aim of the study was to check the reliability of the proposed tests of manual dexterity. Methods. We have measured twice a time of task completion of computer tests assessing the hand dexterity. The study was performed in a representative group of 84 children aged 7 15. The computer program consisted of 6 subtests assessing the function of the upper extremity and the ability to use fingers for mouse control. Results. We have calculated correlation s coefficients between time of task completion for the first measurement and the second which was carried out after one week. The values of Pearson coefficient showed high correlation and indicated statistical significance. For checking the stability of computer tests we also analyzed statistically significant differences between mean values of time of task completion. Conclusions. The computer tests checking the manual dexterity have been proved to be test-retest reliable and the results of the computer tests have not revealed a bias ascribed to the learning effect. KEY WORDS: hand dexterity, children, computer, reliability. Wstęp Funkcja ręki człowieka jest ściśle związana z wielokierunkową kontrolą ze strony ośrodkowego układu nerwowego. Wyrazem tego jest znacznie większy obszar kory mózgowej zawiadujący czynnościami kończyny górnej niż dolnej. Ręka człowieka jest źródłem odbioru informacji ze środowiska zewnętrznego. W czynnościach życia codziennego duże znaczenie odgrywają różne rodzaje chwytów świadczących o sprawności manipulacyjnej rąk.
Standaryzowane testy komputerowe do oceny sprawności manualnej: analiza rzetelności 467 Utrata ręki czy jej dysfunkcja z punktu widzenia praktycznej użyteczności w czynnościach życia codziennego jest największą stratą. Z tego powodu w leczeniu usprawniającym chorych z różnymi dysfunkcjami należy dążyć do maksymalnej poprawy lub pełnego przywrócenia sprawności ręki. Dla oceny postępów leczenia usprawniającego należy zastosować możliwie obiektywne metody tej oceny. Z uwagi na nieliczne opisane metody obiektywnej oceny dotyczącej sprawności ręki przy udziale komputera, opracowaliśmy testy przedstawione w uprzedniej publikacji [1] oraz wyznaczyliśmy normy czasów ich wykonania w reprezentatywnej grupie dzieci zdrowych. Wyniki tych badań mogą być podstawą dla porównania Tab. 1. Stratyfikacja badanej grupy dzieci wg wieku, płci i znajomości komputera i w różnym wieku zarówno zaznajomione z komputerem, jak i nie potrafiące go obsługiwać. W tabeli 1. przedstawiono liczbę dzieci, które wzięły udział w badaniach, z podziałem ze względu na wiek, płeć i ze znajomością obsługi komputera. Kolumny oznaczone literą M odnoszą się do chłopców, a literą F do dziewczynek. Podano także wartość średnią (mv) i odchylenie standardowe (SD) wieku w poszczególnych grupach. Chociaż przyjęto regułę, że każde dziecko wykonuje po trzy testy czynnościowe, nie udało się zachować tej samej ogólnej liczby dzieci wykonujących poszczególne testy (fluktuacje od 34 do 39). Każde dziecko przed badaniem zostało zapoznane z zasadami poszczególnych testów, a w uzasadnionych 7 8 9 11 12 15 komputerowcy mv SD M F M F M F Inni Klocki 5 6 8 8 6 6 10,71 2,5 20 19 Labirynt 5 3 4 8 9 8 10,77 2,5 21 16 Piłka 4 7 12 4 3 5 9,8 2,3 18 17 Koło 3 6 9 3 7 6 10,56 3,05 14 20 Plansza 6 5 9 5 5 6 10,36 2,6 19 17 Środki 3 3 8 6 11 7 10,97 2,27 20 18 z wynikami analogicznych badań w różnych schorzeniach ręki. Jednakże zanim takie badania zostaną przeprowadzone, należy sprawdzić, czy zaproponowane w pracy [1] narzędzie jest adekwatne i może być wykorzystane w praktyce klinicznej. Wstępne rezultaty pracy [1], oparte na badaniach 3 prób czynnościowych w grupie 34 dzieci wskazywały na powtarzalność zaproponowanych testów. Wydaje się jednak interesujące systematyczne rozszerzenie tych badań na wszystkie próby, o większą liczbę dzieci oraz dokonanie wnikliwszej analizy, aby sprawdzić rzetelność proponowanego w pracy [1] narzędzia oceny sprawności ręki [2]. Cel pracy Celem pracy było zarówno dwukrotne przeprowadzenie w grupie dzieci zdrowych w wieku szkolnym badań czasów wykonania wszystkich opracowanych w pracy [1] testów komputerowych oceny sprawności ręki, jak również sprawdzenie na ich podstawie rzetelności tych testów. Materiał i metodyka badań y polegają na wykonaniu za pomocą myszki komputera sześciu prób czynnościowych, podczas których mierzony jest czas oraz inne parametry sprawdzające dokładność ich wykonywania [1]. y charakteryzują się łatwością w wykonywaniu, różnorodnością, kolorystyką oraz formą zabawy, przez co są atrakcyjne dla dzieci. Badania przeprowadzono w grupie 84 uczniów w jednej z poznańskich szkół podstawowych. Z każdego poziomu nauczania wybierano losowo 12 chętnych dzieci. Wiek dzieci mieścił się w granicach od 7 15 lat, a średnia wieku wynosiła 10,5 ± 2,4. W przeprowadzonych testach komputerowych brały udział dzieci różnej płci przypadkach tłumaczono dziecku w jaki sposób należy posługiwać się myszką komputerową. Przed rozpoczęciem właściwego testu dziecko miało możliwość wykonania próbnych zadań. Następnie wykonywało trzy testy, które były rejestrowane w pamięci komputera. Każde zadanie było powtarzane trzykrotnie, osobno dla ręki prawej i lewej. Ponieważ wykonanie tak dużej liczby testów stawało się dla dziecka męczące, zdecydowano się na wybranie tylko trzech z sześciu aplikacji. Po tygodniu te same dzieci wykonywały identyczne testy w tych samych warunkach pomiarowych. Opracowując testy określające daną cechę funkcjonalną, należy zwrócić uwagę, aby instrument pomiarowy mierzył tę właśnie cechę. Ponadto powinna być ona zmierzona rzetelnie. Każdy pomiar może wyrażać zarówno zmienność cechy funkcyjnej jednostek poddanych badaniu zachodzącą w sposób przypadkowy (np. zmęczenie, stan psychiczny, zmiany środowiska), jak również wadę samego testu, polegającą na tym, że na wyniki badania cechy wpływa proces powtarzania danego testu. Wtedy pozorna zmiana obserwowanej cechy uwidacznia trend uczenia się, choć sama cecha pozostaje bez zmiany. Należy więc poszukiwać testu dającego stabilne wyniki badań dla tej samej osoby w powtarzalnych pomiarach, czyli powinno otrzymać się taki sam wynik, powtarzając pomiar w tych samych warunkach badania. Przyjmuje się [3], że test jest rzetelny wtedy, jeśli wyniki uzyskane przy badaniu jednej i tej samej osoby przez różne osoby badające są zbliżone do siebie. Jednym ze sposobów badania rzetelności testu jest sprawdzenie jego powtarzalności (ang. test-retest reliability). Stopień zgodności pomiarów dokonywanych w różnych momentach czasu w tych samych warunkach można obliczyć za pomocą
468 Małgorzata Kamieniarz i inni analizy korelacji [4], a współczynnik korelacji Pearsona stanowi liczbową miarę rzetelności. Analiza statystyczna wyników prób czynnościowych Otrzymane dla danego dziecka trzy czasy wykonania każdej próby uśredniano, a następnie obliczono logarytmy naturalne odpowiednich wartości średnich. Obliczano także odpowiednie odchylenia standardowe. W poprzedniej pracy [1] wykazano, że aby zapewnić dany dla każdej grupy wiekowej rozkład gaussowski, należy je przetransformować, logarytmując średnie czasów wykonywania prób czynnościowych. W obecnej pracy analizowano zatem uzyskane dane również po zlogarytmowaniu. Należy też zaznaczyć, że analizie statystycznej poddano wyniki otrzymane dla całej grupy dzieci wykonujących dany test, nie rozwarstwiając jej ze względu na płeć lub znajomość obsługi komputera. Analizy statystyczne przeprowadzono przy użyciu programu Instat. 1. Analiza regresji i korelacji Najważniejszym elementem pracy jest analiza regresji i korelacji wyników badań empirycznych uzyskanych w dwóch seriach pomiarów. Tabele 2. i 3. przedstawiają ilościowe wyniki szczegółowej analizy korelacji i regresji dla wszystkich przeprowadzonych prób czynnościowych. Tabela 2. dotyczy analizy przeprowadzonej dla logarytmów średnich czasów uzyskanych przez rękę dominującą. W pierwszej kolumnie wymieniono wszystkie próby czynnościowe. Następna kolumna zawiera obliczone wartości współczynników korelacji liniowych Pearsona (r p ), a trzecia kolumna przedstawia wyznaczone dodatkowo współczynniki korelacji Spearmana (r s ). Wyniki testu liniowości (p-value) umieszczono w czwartej kolumnie. W ostatniej kolumnie zamieszczone są współczynniki kierun- kowe prostych, wyznaczonych przy estymacji według modelu y = a*x. We wszystkich próbach czynnościowych r p jest większe od 0,7. Najsilniejsza zależność pomiędzy logarytmami czasów z obu pomiarów występuje w teście Plansza. Wartości współczynników Spearmana są także wysokie. liniowości wykazał, że we wszystkich testach p > 0,05, a zatem wyznaczone silne korelacje liniowe są istotne statystycznie. W tabeli 3. umieszczono wyniki analiz dla logarytmów czasów wykonania prób ręką nie dominującą. W drugiej kolumnie widać, że w większości przypadków (z wyjątkiem próby Środki) współczynniki r p są nieco mniejsze niż odpowiednie współczynniki korelacji dla ręki dominującej (tabela 2.). Można, zatem stwierdzić, że wyniki uzyskane ręką słabszą są bardziej przypadkowe. Należy też zauważyć, że poziom ufności testu liniowości dla próby czynnościowej Labirynt jest mniejszy od przyjętego poziomu istotności, co wskazuje na odstępstwo od korelacji liniowej. 2. Analiza wartości średnich Następnie dla analizowanych testów sprawdzono istotność statystyczną różnic pomiędzy wartościami średnimi obliczonymi dla całej grupy badanych dzieci w obu seriach pomiarów, biorąc pod uwagę same logarytmy czasu wykonania prób przez wszystkie dzieci. Wyniki tych analiz podane są w tabelach 4. i 5., zarówno dla ręki dominującej, jak i nie dominującej. W pierwszej kolumnie tabeli 4. wymieniono wszystkie testy komputerowe sprawności ręki. W kolejnych sześciu kolumnach umieszczono średnie logarytmów czasów ( ln _ t ), odchylenia standardowe (SD) i błędy standardowe średniej arytmetycznej (SEM) odpowiednio Tab. 2. Wartości współczynnika korelacji Pearsona (r p ) i Spearmana (r s ) dla testów wykonanych ręką dominującą w czasie logarytmowanym, wartości p-value testu liniowości oraz odpowiednie wartości współczynnika kierunkowego analiza Pearsona analiza Spearmana test liniowości r p r s p-value współ. kierunkowy Klocki 0,8855 0,9454 0,7583 0,9586 Labirynt 0,855 0,8778 0,5146 1,018 Piłka 0,738 0,7224 0,5959 0,8912 Koło 0,902 0,8692 0,1122 0,9783 Plansza 0,9717 0,9688 0,9186 0,9851 Środki 0,8745 0,8779 0,694 0,9996 Tab. 3. Wartości współczynnika korelacji Pearsona (r p ) i Spearmana (r s ) dla testów wykonanych ręką nie dominującą w czasie logarytmowanym, wartości p-value testu liniowości oraz odpowiednie wartości współczynnika kierunkowego y analiza Pearsona analiza Spearmana test liniowości r p r s p-value współ. kierunkowy Klocki 0,8639 0,9132 0,5419 0,9723 Labirynt 0,7555 0,7166 0,0265 0,9817 Piłka 0,6161 0,5911 0,2831 0,9069 Koło 0,8281 0,8072 0,6448 0,9768 Plansza 0,9329 0,9256 0,2049 0,9921 Środki 0,8613 0,882 0,694 0,9996
Standaryzowane testy komputerowe do oceny sprawności manualnej: analiza rzetelności 469 Tab. 4. Wartości średnie logarytmów czasów (lnt), odchylenia standardowe (SD) i błędy standardowe średniej arytmetycznej (SEM) dla ręki dominującej oraz wartości p-value otrzymane z testu Kołmogorowa-Smirnowa na normalność rozkładu i testu t- Studenta na istotność różnic między wartościami średnimi logarytmów czasów wykonywania prób czynnościowych Tab. 5. Wartości średnie logarytmów czasów (lnt), odchylenia standardowe (SD) i błędy standardowe średniej arytmetycznej (SEM) dla ręki nie dominującej oraz wartości p-value otrzymane z testu Kołmogorowa-Smirnowa na normalność rozkładu i testu t-studenta na istotność różnic między wartościami średnimi logarytmami czasów wykonywania prób czynnościowych 1 pomiar 2 pomiar p-value testu p-value testu Kołmogorowalnt 1 SD SEM lnt 2 SD SEM t-studenta Smirnowa Klocki 2,373 0,5195 0,08318 2,303 0,4132 0,06617 p > 0,1 0,0866 Labirynt 2,705 0,5429 0,08926 2,765 0,5832 0,09588 p > 0,1 0,2397 Piłka 0,6795 0,3531 0,05969 0,6231 0,3788 0,06402 p > 0,1 0,2175 Koło 2,373 0,4958 0,08502 2,323 0,5289 0,09071 p > 0,1 0,2136 Plansza 3,541 0,5612 0,09354 3,437 0,5113 0,08521 p > 0,1 0,0356 Środki 3,193 0,2661 0,04317 3,233 0,2767 0,04488 p > 0,1 0,0766 1 pomiar 2 pomiar p-value testu p-value testu Kołmogorowalnt 1 SD SEM lnt 2 SD SEM t-studenta Smirnowa Klocki 2,652 0,3721 0,05958 2,586 0,3587 0,05744 p > 0,1 0,0363 Labirynt 3,029 0,5052 0,08306 2,999 0,4487 0,07376 p > 0,1 0,5923 Piłka 0,8432 0,4014 0,06785 0,7975 0,4757 0,08041 p > 0,1 0,4925 Koło 2,574 0,3599 0,06173 2,513 0,4348 0,07457 p = 0,0694 0,1548 Plansza 3,79 0,3831 0,06386 3,763 0,3682 0,06137 p > 0,1 0,2579 Środki 3,41 0,2428 0,03937 3,411 0,2391 0,03879 p > 0,1 0,9528 dla pierwszego i drugiego pomiaru. W następnej kolumnie znajduje się wartość p-value otrzymana dla testu Kołmogorowa-Smirnowa a w ostatniej kolumnie umieszczono wartość p-value testu t-studenta. Ponieważ dla testu Kołmogorowa-Smirnowa p > 0,1, również w naszym przypadku transformacja danych z każdej próby czynnościowej zapewniła rozkład normalny. Wobec normalności rozkładu, istotność statystyczną różnic pomiędzy średnimi logarytmami czasów sprawdzono za pomocą testu t-studenta. ten wykazał istotne statystycznie różnice tylko w próbie Plansza. Odpowiednie wyniki dla ręki nie dominującej przedstawione są w tabeli 5. Również dla ręki słabszej dane ze wszystkich testów komputerowych sprawności manualnej mają rozkład normalny (p > 0,07). Analiza t-studenta wykazała tylko istnienie znamiennych statystycznie różnic (p < 0,04) pomiędzy średnimi czasami wykonania testu Klocki. Dyskusja W piśmiennictwie jest wiele opisanych testów dotyczących sprawności manualnej. Niektóre z nich stosowane są szeroko w praktyce klinicznej. Spośród nich warto wymienić: test stanu funkcjonalnego ręki Jebsen- Taylor [5, 6], ocenę funkcji ręki Smith [7], skalę aktywności Frenchay (Frenchay Activity Scale) [8,9], testy sprawności manualnej BBT (Box and Block ) [10, 11], testy 9 i 50 kołków (odpowiednio Nine-Hole Peg i Fifty-Hole Peg ) [12] lub ich współczesną wersję Purdue Pegbord [13], testy sprawności palców i nadgarstka [14], test Rosenbusch [13] oceniający zręczność palców, a także próby czynnościowe [15], stanowiące pewne modyfikacje testów wcześniej wymienionych. Warta odnotowania jest także sekwencyjna ocena zręczności obu rąk w życiu codziennym (SODA Sequential Occupational Dexterity Assessment) [16] oraz metoda oparta na pomiarach akcelerometrycznych [17]. Widoczny jest jednak niedobór testów wykorzystujących funkcje motoryczne ręki podczas wykonania prób komputerowych. Komputer był używany głównie jako narzędzie wspomagające badanie dynamometryczne [12], a doniesienia o bezpośrednim zastosowaniu komputerów w diagnostyce narządów ruchu pojawiają się od niedawna. Między innymi sprawność stawu łokciowego w niedowładach połowiczych po udarze [18] oceniano zdolnością podążania ręki za obiektem poruszającym się na ekranie w przód i w tył, wykonując ruchy w stawie łokciowym. Żadna z dotychczasowych metod oceny nie wyczerpuje wszystkich aspektów funkcji ręki, nie ma zgodności, co do adekwatności stosowanych metod lub ich przydatności dla wszystkich grup pacjentów. Należałoby uznać za właściwe, aby w praktyce klinicznej była dostępna większa liczba różnych testów funkcjonalnych ręki [19]. W poprzedniej publikacji autorów [1] zaproponowano zatem komputerowe testy sprawności manipulacyjnej obu rąk. Wykonano aplikację w języku Visual Basic działającą na platformach Windows. Wyznaczono normy dla logarytmów naturalnych czasów mierzonych (w sekundach) wykonania poszczególnych prób czynnościowych dla dzieci w wieku szkolnym z podziałem na 3 grupy wiekowe. Wykazano statystyczną znamienność różnic obliczonych średnich logarytmów czasów wykonywania wszystkich testów dla wybranych grup dzieci zdrowych.
470 Małgorzata Kamieniarz i inni Dla uwiarygodnienia zaproponowanych poprzednio [1] testów, wykonano w obecnej pracy ponowne badania w grupie 84 dzieci zdrowych po upływie 1 tygodnia. Wyniki badań analizowano pod kątem ich powtarzalności. Obliczono współczynniki korelacji będące miernikami rzetelności testów. Znalezione wartości współczynników Pearsona są zbliżone do współczynników wyznaczonych dla testów dynamometrycznych [20] (0,83 < r < 0,88, zależnie od rodzaju chwytu) i testów funkcjonalnych. Na przykład: w pracy [5] 0,60 < r < 0.99, zależnie od ręki i wyboru testu; w pracy [13] 0,68 < r < 0,88; w pracy [10] 0,89 < r < 0,97, a w pracy [16] r = 0,93. Uzyskane wyniki potwierdzają zatem kliniczną przydatność naszych testów komputerowych. Wskazują też, że powtarzalność wyników dla ręki nie dominującej jest nieco słabsza niż dla ręki dominującej. Podobne spostrzeżenia można znaleźć dla testów znanych z piśmiennictwa [5]. Wnioski 1. Wykazano rzetelność zaproponowanych w poprzedniej pracy testów komputerowych sprawności manualnej. 2. W wynikach testów nie stwierdzono wystąpienia trendu uczenia się. 3. Odpowiednio opracowany program komputerowy może być wykorzystany do oceny sprawności ręki. Piśmiennictwo 1. Kamieniarz M. i wsp.: Ocena funkcji ręki dzieci użyciem standaryzowanych testów komputerowych. Post. Rehabil., 2001, 15, 25 41. 2. Bear-Lehman J., Abreu B.C.: Evaluating the hand: issues in rehability and validity. Phys. Ther., 1989, 69, 1025 33. 3. Motoryczność Człowieka Jej struktura, zmienność i uwarunkowania. (Red.) Osiński W. AWF, Poznań 1993. 4. Magnusson D.: Wprowadzenie do teorii testów. PWN, Warszawa 1981. 5. Jebsen R.H. et al.: An objective and standarized test of hand function. Arch. Phys. Med. Rehabil., 1969, 50, 6, 311. 6. Vliet Vlieland T.P. i wsp.: Determinants of hand function in patients with rheumatoid arthritis. J. Reumatol., 1996, 23, 5, 835. 7. Smith H.B.: Smith hand function evaluation. Am. J. Occup. Ther., 1973, 27, 5, 244. 8. Parker V.M., Wade D.T., Hewer R.L.: Loss of arm function after stroke: measurement, frequency and recovery. Int. Rehabil. Med., 1986, 8, 2, 69. 9. Wade D.T. i wsp.: The hemiplegic arm after stroke: measurement and recovery. J. Neurol. Neurosurg. Psychiatry, 1983, 46, 6, 521 4. 10. Desrosiers J. et al.: Validation of the Box and Block as a measure of dexterity of elderly people: reliability, validity and norms studies. Arch. Phys. Med. Rehabil., 1994, 75, 751. 11. Mathiowetz V. et al..: Adult norms for the Box and Block of manual dexterity. Am. J. Occup. Ther., 1985, 39, 6, 386 91. 12. Kellor M. et al.: Hand strength and dexterity. Am. J. Occup. Ther., 1971, 25, 77. 13. Stein C., Yerxa E.J.: A test of fine finger dexterity. Am. J. Occup. Ther., 1990, 44, 6, 499. 14. Piskorz Cz., Klimek-Piskorz E.: Zależność między sprawnością kończyn górnych a sprawnością manipulacyjną rąk w niedowładach połowiczych w przebiegu mózgowego porażenia dziecięcego. Post. Rehabil., 1995, 9, 31. 15. Dylewicz J., Mołczakow A., Radecka G.: Materiały Sesji Naukowej PAN, Poznań. 1983, 84. 16. van Langveld S. et al.: J. Hand Ther., 1996, 9, 27. 17. Reddihough D. et al..: Comparison of subjective and objective measures of movement performance of children with cerebral palsy. Develop. Med. Child Neurol., 1991, 33, 578. 18. O Dwyer N.J., Ada L., Neilson P.D.: Spasticity and muscle contracture following stroke. Brain, 1996, 119, 1737. 19. McPhee S.D.: Functional hand evaluations: a review. Am. J. Occup. Ther., 1987, 41, 158. 20. Mathiowetz V. et al.: Reliability and validity of grip and pinch strength evaluations. J. Hand Surg., 1984, 9, 2, 222 6.