Przejdź do treści

Czułość, swoistość i iloraz wiarygodności — jak czytać liczby przy teście klinicznym

DIAGNOSTYKA · 18 MIN · PAŹDZIERNIK 2026 · REDAKCJA KATEDRY

undefined

Dla kogo jest ten tekst

Ten artykuł jest napisany do fizjoterapeutów i studentów fizjoterapii. Nie znajdziesz w nim porady, co zrobić z własnym barkiem ani czy twój wynik testu oznacza coś złego — znajdziesz instrukcję liczenia, która ma sens wyłącznie w rękach osoby prowadzącej badanie.

Punkt wyjścia jest taki: liczby przy testach są źle rozumiane także przez profesjonalistów i nie ma w tym nic wstydliwego. W przeglądzie 24 badań nad interpretacją danych diagnostycznych tylko sześć oceniało w ogóle umiejętność zdefiniowania podstawowych miar trafności, a podejście oparte na ilorazach wiarygodności dawało dokładniejsze oszacowania w trzech badaniach i mniej dokładne w trzech innych.4 To nie jest wiedza, którą się ma albo nie — to jest rachunek, który albo się robi, albo nie.

Z tego samego przeglądu płynie jedna praktyczna wskazówka, którą warto przyjąć od razu: licz w ludziach, nie w procentach. Przedstawienie danych jako liczb naturalnych — „na stu pacjentów z dodatnim testem sześćdziesięciu jeden ma uszkodzenie” — poprawiało oszacowania prawdopodobieństwa w pięciu badaniach.4 Ten artykuł trzyma się tej zasady.

Co to jest czułość, a co swoistość

Czułość odpowiada na pytanie: na sto osób, które mają to uszkodzenie, u ilu test wypadnie dodatnio? Swoistość: na sto osób, które go nie mają, u ilu test wypadnie ujemnie. Obie liczy się w kolumnach tabeli dwa na dwa — czyli idąc od strony stanu, a nie od strony wyniku.

Problem polega na tym, że w gabinecie pytanie biegnie w drugą stronę. Masz dodatni wynik i chcesz wiedzieć, jakie jest prawdopodobieństwo, że ten pacjent ma uszkodzenie. Na to czułość i swoistość nie odpowiadają. Odpowiadają wartości predykcyjne — a te zależą od częstości stanu w populacji, w której pracujesz, więc nie przenoszą się między gabinetami. Autorzy klasycznego tekstu o czytaniu badań diagnostycznych nazywają czułość i swoistość pojęciami starszymi, ale mniej użytecznymi niż ilorazy wiarygodności.1

Jak to wygląda na prawdziwych liczbach

Weźmy tabelę z pracy o teście Thessaly. Przy zgięciu dwudziestu stopni i łąkotce przyśrodkowej: 124 wyniki prawdziwie dodatnie, 9 fałszywie dodatnich, 15 fałszywie ujemnych i 262 prawdziwie ujemne — razem 410 kolan.13 Czułość to 124 podzielone przez 139, czyli 0,89. Swoistość to 262 podzielone przez 271, czyli 0,97. Trafność ogólna wynosi 386 na 410, czyli 94%.

Uszkodzenie jestUszkodzenia nie maRazem
Test dodatni124 (prawdziwie dodatnie)9 (fałszywie dodatnie)133
Test ujemny15 (fałszywie ujemne)262 (prawdziwie ujemne)277
Razem139271410

Surowe liczby z pracy o teście Thessaly.13 Czułość liczy się w pierwszej kolumnie, swoistość w drugiej — dlatego jedna zmiana w naborze pacjentów potrafi ruszyć tylko jedną z nich.

Do czego nadaje się test, zależnie od tego, która liczba jest wysoka Macierz czterech kombinacji czułości i swoistości z prawdziwymi przykładami: test Lachmana wysoka czułość i swoistość, test Lasegue'a wysoka czułość i niska swoistość, pivot shift niska czułość i wysoka swoistość, oraz testy prowokacyjne barku o obu wartościach przeciętnych. SWOISTOŚĆCZUŁOŚĆWYSOKA CZUŁOŚĆ · NISKA SWOISTOŚĆLasègue 0,92 / 0,28. LR+ 1,28, LR- 0,29.Przesiew: ujemny coś znaczy, dodatni prawienic.WYSOKA CZUŁOŚĆ · WYSOKA SWOISTOŚĆLachman 0,85 / 0,94. LR+ 14,2, LR- 0,16.Rzadkość: nadaje się do obu zadań.NISKA CZUŁOŚĆ · NISKA SWOISTOŚĆTu trafia większość testów prowokacyjnychbarku. Wynik nie zmienia decyzji w żadnąstronę.NISKA CZUŁOŚĆ · WYSOKA SWOISTOŚĆPivot shift 0,24 / 0,98. LR+ 12,0, LR- 0,78.Dodatni potwierdza, ujemny nie wykluczaniczego.
RYC. 1 · Do czego nadaje się test, zależnie od tego, która liczba jest wysoka

Dlaczego czułość i swoistość same nie wystarczają

Pierwszy powód: to nie są stałe właściwości testu. W 23 metaanalizach obejmujących 416 badań zmiana częstości stanu z najniższej na najwyższą w obrębie tego samego przeglądu zmieniała czułość albo swoistość o zero do czterdziestu punktów procentowych, a efekt był istotny statystycznie w ośmiu metaanalizach, czyli w 35% z nich.5 Autorzy przypisują to spektrum pacjentów, nie samej częstości — ale praktyczny skutek jest ten sam: liczba zmierzona w jednej populacji nie musi obowiązywać w twojej.

Drugi powód jest subtelniejszy. Czułość i swoistość nie są nawet właściwościami samego manewru — są właściwościami manewru plus przyjętego progu dodatniości. W pracy, z której pochodzą popularne progi interpretacyjne, autorzy pokazują to na jednym zestawie danych: ta sama procedura przy trzech różnych progach daje czułość i swoistość 98% i 20%, albo 82% i 63%, albo swoistość 98% przy progu najostrzejszym. Odpowiadające ilorazy wiarygodności: 1,23, 2,25 i 18,3.1

To przenosi się wprost na narząd ruchu. „Ból przy manewrze” to także próg, a dwóch badaczy może ustawić go inaczej: jeden policzy każdy dyskomfort, drugi tylko odtworzenie bólu pacjenta.

Trzeci powód ma twardy dowód w literaturze barkowej. W przeglądzie Cochrane obejmującym 33 badania i 4002 barki znalazło się 170 ocenionych kombinacji „stan docelowy–test”, ale tylko sześć przypadków, w których ten sam test wykonano i zinterpretowano identycznie w dwóch badaniach.22 Gdy dwa źródła podają różną czułość tego samego testu, często opisują po prostu dwie różne procedury pod jedną nazwą.

LR+ i LR-: wzory, progi i co z nich wynika

Wzory są krótkie. Dodatni iloraz wiarygodności to czułość podzielona przez jeden minus swoistość. Ujemny to jeden minus czułość, podzielone przez swoistość. Pierwszy odpowiada na pytanie, ile razy częściej wynik dodatni pojawia się u osoby z uszkodzeniem niż u osoby bez niego. Iloraz równy jeden oznacza, że wynik nie zmienia niczego.

Progi, które warto znać — i cytować ostrożnie

LR+LR-Jak duża zmiana prawdopodobieństwa
powyżej 10poniżej 0,1duża, często rozstrzygająca
5–100,1–0,2umiarkowana
2–50,2–0,5mała, ale czasem istotna
1–20,5–1mała, rzadko istotna

Progi według pracy Jaeschkego, Guyatta i Sacketta.1 To konwencja z 1994 roku, a nie wynik badania — sami autorzy piszą, że codzienna praktyka wyrabia własne wyczucie. Nie należy tego cytować jako kryterium.

Rachunek przechodzi przez szanse, nie przez procenty

Prawdopodobieństw nie da się mnożyć przez iloraz wiarygodności. Schemat jest trzystopniowy: prawdopodobieństwo wstępne zamieniasz na szanse (dzieląc je przez jeden minus ono samo), mnożysz przez iloraz, a wynik zamieniasz z powrotem na prawdopodobieństwo (dzieląc szanse przez szanse plus jeden).

Skrótem jest nomogram, do którego praca Jaeschkego wprost odsyła — przykładasz linijkę i odczytujesz wynik. Warto wiedzieć, czym on jest: jednostronicowym listem do redakcji z 1975 roku.3 W polskim piśmiennictwie bywa cytowany jako „metoda Fagana” albo „skala Fagana”, co sugeruje coś większego, niż jest. Sam nomogram jest matematycznie poprawny, ale przy nauce lepiej policzyć ręcznie, bo rachunek pokazuje, skąd się bierze wynik.

Ostatnia rzecz przed przykładami: dwie liczby o tym samym teście odpowiadają na dwa różne pytania i trzeba wybrać, które zadajesz, zanim położysz ręce na pacjencie. Test może mieć świetny jeden iloraz i bezużyteczny drugi. Pivot shift bez znieczulenia ma czułość 0,24 i swoistość 0,98, czyli LR+ 12,0 i LR- 0,78.9 Dodatni wynik potwierdza mocno. Ujemny nie mówi praktycznie nic.

Przykład pierwszy: test Lachmana przy świeżym urazie kolana

Prawdopodobieństwo wstępne bierzemy z pracy, która je zmierzyła, a nie z wyczucia. Wśród 113 kolejnych sportowców ze znaczącym ostrym urazem kolana, wczesnym krwiakiem i bez jawnej niestabilności uszkodzenie więzadła krzyżowego przedniego stwierdzono u 81 osób, czyli u 72%.10

Pięć kroków rachunku: świeży uraz kolana, dodatni test Lachmana Rachunek prawdopodobieństwa potestowego: oszacowanie wstępne 72 procent, zamiana na szanse 2,57, iloraz wiarygodności 14,2, szanse potestowe 36,5, prawdopodobieństwo potestowe 97 procent. 1Oszacuj prawdopodobieństwo wstępne72% — uszkodzenie więzadła u 81 ze 113 sportowców z ostrym urazem i wczesnymkrwiakiem. Oszacowanie zapisujesz PRZED testem, inaczej rachunek jestdorabiany po fakcie.2Zamień je na szanse0,72 podzielone przez 0,28 daje 2,57. Szanse to nie to samo coprawdopodobieństwo i tylko one dają się mnożyć.3Weź iloraz wiarygodności dla uzyskanego wynikuCzułość 0,85 i swoistość 0,94 dają LR+ równy 0,85 / 0,06, czyli 14,2.4Pomnóż2,57 razy 14,2 daje szanse potestowe 36,5.5Wróć do prawdopodobieństwa36,5 podzielone przez 37,5 daje 0,97, czyli 97%. Na stu takich pacjentów zdodatnim Lachmanem uszkodzenie ma dziewięćdziesięciu siedmiu.
RYC. 2 · Pięć kroków rachunku: świeży uraz kolana, dodatni test Lachmana

Teraz wynik ujemny u tego samego pacjenta. LR- to 0,15 podzielone przez 0,94, czyli 0,16. Szanse potestowe: 2,57 razy 0,16 daje 0,41. Prawdopodobieństwo: 0,41 podzielone przez 1,41, czyli 29%.9 To jest cała lekcja tego przykładu — ujemny Lachman przy świeżym krwiaku stawowym zostawia mniej więcej jedną szansę na trzy, że więzadło jest zerwane.

Ten sam test u innego pacjenta

Weźmy kogoś po skręceniu sprzed sześciu tygodni, bez krwiaka, u kogo prawdopodobieństwo wstępne oceniasz na 10%. To jest oszacowanie kliniczne, nie liczba z pracy — i zaraz wrócimy do tego, dlaczego trzeba to powiedzieć wprost. Szanse wstępne wynoszą 0,111. Po wyniku dodatnim: 0,111 razy 14,2 daje 1,58, czyli 61%. Po ujemnym: 0,111 razy 0,16 daje 0,018, czyli 1,8%.

Ten sam ujemny Lachman jest więc bezwartościowy przy wysokim prawdopodobieństwie wstępnym i mocno uspokajający przy niskim. Test się nie zmienił. Zmieniło się to, z czym go zderzasz.

Przykład drugi: test, który prawie nic nie potwierdza

Przegląd Cochrane podaje dla testu uniesienia wyprostowanej nogi czułość skumulowaną 0,92 (0,87–0,95) i swoistość 0,28 (0,18–0,40), przy rozrzucie swoistości w poszczególnych badaniach od 0,10 do 1,00.11

Policzmy. LR+ to 0,92 podzielone przez 0,72, czyli 1,28. LR- to 0,08 podzielone przez 0,28, czyli 0,29. Pierwsza z tych liczb mieści się w przedziale opisywanym jako zmieniający prawdopodobieństwo „w małym i rzadko istotnym stopniu”.

Przy pacjencie ambulatoryjnym z bólem krzyża promieniującym do nogi, u którego prawdopodobieństwo wstępne oceniasz na 10%: szanse 0,111. Po dodatnim teście 0,111 razy 1,28 daje 0,142, czyli 12,4%. Dodatni objaw Lasègue'a podniósł prawdopodobieństwo o dwa punkty procentowe. Po ujemnym: 3,1%.

W populacji chirurgicznej, gdzie częstość przepukliny krążka wynosi 58–98%, jest jeszcze ciekawiej. Przy prawdopodobieństwie wstępnym 70%: po dodatnim 75%, po ujemnym 40%. Nawet ujemny wynik zostawia tam dwie szanse na pięć — czyli praktycznie nic nie wyklucza.11 To jest definicja populacji, w której testu nie warto wykonywać, bo prawdopodobieństwo wstępne samo dyktuje odpowiedź.

Skrzyżowany test Lasègue'a jest lustrzanym odbiciem: czułość 0,28, swoistość 0,90, LR+ 2,80, LR- 0,80.11 Lepszy do potwierdzania, bezużyteczny do wykluczania — dokładnie na odwrót.

Dla kontrastu: tak wygląda test, który naprawdę wyklucza

Reguły ottawskie dla złamania kostki mają skumulowany LR- 0,08 (0,03–0,18), policzony z 27 badań i 15 581 pacjentów. Przy częstości złamań 15% prawdopodobieństwo po wyniku ujemnym spada poniżej 1,4%, a stosowanie reguł ogranicza liczbę zdjęć o 30–40%.12 Warto odnotować, dlaczego wypadają tak dobrze: to nie jest pojedynczy manewr, tylko reguła decyzyjna złożona z kilku elementów.

Przykład trzeci: ten sam test, dwa różne rachunki

Praca pierwotna z 2005 roku dla testu Thessaly przy zgięciu dwudziestu stopni i łąkotce przyśrodkowej: czułość 0,89, swoistość 0,97, czyli LR+ 26,9 i LR- 0,11.13 Wartości rozstrzygające.

Niezależne badanie z 2015 roku, 593 kolejnych pacjentów kierowanych do artroskopii, wzorzec odniesienia artroskopia: czułość 64% (60–68), swoistość 53% (43–63), LR+ 1,37 (1,10–1,70), LR- 0,68 (0,59–0,78). Wniosek autorów jest jednoznaczny: ani sam test Thessaly, ani w połączeniu z testem McMurraya nie wydaje się użyteczny do stwierdzenia obecności lub braku uszkodzenia łąkotki.14

Weźmy jednego pacjenta z wiarygodnym mechanizmem skrętnym i tkliwością szpary stawowej, u którego prawdopodobieństwo wstępne oceniasz na 50%. Szanse wstępne: 1,0.

Źródło liczbLR+Po dodatnimLR-Po ujemnym
Praca pierwotna 200526,996%0,1110%
Walidacja niezależna 20151,3758%0,6840%

Ten sam pacjent, ten sam manewr, ten sam dodatni wynik: 96% albo 58%.1314 Różnica nie wynika z biologii ani z czyjejś pomyłki.

Co dokładnie różni te dwa badania? To jest lista pytań, którą warto zadawać każdej liczbie. Rekrutacja: dwuwrotna, czyli chorzy plus zdrowi ochotnicy, wobec jednowrotnej serii kolejnych pacjentów. Wzorzec odniesienia: rezonans wobec artroskopii. Spektrum: wstępnie wyselekcjonowani i bez kolan świeżych wobec wszystkich kierowanych do zabiegu. Liczebność: 410 wobec 593. Nie da się rozstrzygnąć, ile z różnicy przypada na każdy z tych czynników — żadna z prac tego nie rozkłada.

Na marginesie często powtarzanego zdania, że „test Thessaly jest tak dokładny jak rezonans”: w pracy pierwotnej rezonans był wzorcem odniesienia, wobec którego mierzono test. Porównanie z nim na tych samych danych jest więc po części okrężne i nie jest porównaniem głowa w głowę.13

Dla pełnego obrazu: w przeglądzie testów łąkotkowych z 18 badań McMurray ma 70% czułości i 71% swoistości, Apley 60% i 70%, a tkliwość szpary stawowej 63% i 77% — w przeliczeniu LR+ odpowiednio 2,41, 2,00 i 2,74.15 Wszystkie w przedziale „małe, czasem istotne”.

SnNout i SpPin: dwie reguły, które działają tylko czasem

Reguły mnemotechniczne brzmią znajomo: przy wysokiej czułości wynik ujemny wyklucza rozpoznanie, przy wysokiej swoistości wynik dodatni je potwierdza. Problem w tym, że obie milczą na temat drugiej liczby — a to ona decyduje.

Wykluczanie zawodzi, gdy swoistość jest niska. W pracy krytycznej podano przykład kryteriów rozpoznania choroby Alzheimera: czułość 93%, swoistość 23%, prawdopodobieństwo wstępne 53,6%. Po wyniku ujemnym prawdopodobieństwo potestowe wynosi 25% (3,2–65,1).2 Jedna osoba na cztery nadal jest chora, choć test wypadł ujemnie, a czułość wynosiła 93%. Odpowiednikiem w naszej dziedzinie jest dokładnie objaw Lasègue'a: czułość 0,92, swoistość 0,28, LR- 0,29.

Potwierdzanie zawodzi, gdy czułość jest niska, a prawdopodobieństwo wstępne małe. Przykład z tej samej pracy: trzeci ton serca ma swoistość 99% i czułość 24%; przy prawdopodobieństwie wstępnym 16% wynik dodatni daje 76,9% (46,2–95,0). Ten sam iloraz przy prawdopodobieństwie wstępnym 50% dałby już 95%.2

Reguła zadziałała tam, gdzie obie liczby były przyzwoite: reguły ottawskie, czułość 99% i swoistość 39%, przy prawdopodobieństwie wstępnym 17,1% dają po wyniku ujemnym 0,7% (0,02–4,0).2 Przy czym o tym, czy 0,7% to „wystarczająco mało”, nie decyduje statystyka, tylko konsekwencja przeoczenia i inwazyjność dalszej diagnostyki.

Autorzy podają też drugi, niezależny powód nieufności: część badań cytowanych jako dowód na te reguły jest obciążona błędem spektrum, błędem częściowej weryfikacji albo po prostu za mała, żeby dać precyzyjne oszacowanie.2 Dwa przykłady w ich tabelach oznaczono wprost jako wyniki niewiarygodne.

Dlaczego ten sam test ma w różnych przeglądach inne liczby

Jeśli po lekturze tego artykułu zostanie ci jedno narzędzie, niech to będzie ta lista. Gdy dwa źródła podają różne liczby dla tego samego testu, przyczyna prawie zawsze jest na niej.

  • Inny wzorzec odniesienia. Rezonans, artroskopia, badanie elektrofizjologiczne i ocena śródoperacyjna to cztery różne odpowiedzi na pytanie „czy uszkodzenie jest”. Standard raportowania wymaga, żeby go podać8 — ale nie każda praca to robi.
  • Inne spektrum pacjentów. Zdrowi ochotnicy w grupie kontrolnej zawyżają swoistość. Sama rekrutacja dwuwrotna, czyli osobno chorzy i osobno zdrowi, jest w narzędziu oceny jakości badań diagnostycznych wymieniona jako źródło ryzyka błędu.7
  • Inny próg dodatniości. Opisany wyżej mechanizm: ten sam manewr, inna definicja wyniku dodatniego, inne liczby.1
  • Błędy konstrukcji badania. Przegląd dowodów na stronniczość w badaniach trafności diagnostycznej pokazuje, że projekty kliniczno-kontrolne i częściowa weryfikacja wzorcem odniesienia systematycznie zawyżają trafność.6
  • Częstość stanu w badanej populacji. Nie powinna wpływać na czułość i swoistość, a wpływa — w 35% sprawdzonych metaanaliz istotnie.5

Ile to znaczy w praktyce barku

Metaanaliza testów barku objęła ponad 180 wariantów testów fizykalnych, z czego do analizy ilościowej nadało się 11 badań.17 Autorzy innego, szeroko cytowanego przeglądu formułują wniosek ostrożnie: użycia żadnego pojedynczego testu barku do postawienia rozpoznania patognomonicznego nie można jednoznacznie zalecać, a kombinacje testów wypadają w ich ocenie lepiej.16 Przy uszkodzeniu stożka rotatorów realną moc potwierdzającą mają dopiero objawy lag i testy siłowe.18

Czego nie widać bez przedziału ufności

Liczba podana bez przedziału ufności wygląda na pewniejszą, niż jest. To nie jest ozdobnik statystyczny — to informacja o tym, ile pacjentów stało za tym wynikiem.

To samo dotyczy reguły, którą cytuje się w Polsce najczęściej. Klaster czterech zmiennych dla radikulopatii szyjnej z pracy z 2003 roku podaje LR+ 30,3, ale sami autorzy odnotowują, że przedziały ufności wszystkich ich ilorazów były szerokie, a badanie objęło 82 pacjentów.20 Do 2026 roku reguła nie była niezależnie walidowana; pierwsza niezależna walidacja potwierdza oryginalną regułę i proponuje obok niej nowy klaster trzech zmiennych.21

Podobnie z klastrem testów prowokacyjnych stawu krzyżowo-biodrowego: wartości z pracy pierwotnej pochodzą z badania na 48 pacjentach z blokadą diagnostyczną jako wzorcem odniesienia.25 To nie znaczy, że klaster jest bezwartościowy — znaczy, że liczby przy nim mają szeroki rozrzut i tak trzeba je podawać.

Dlaczego to ma znaczenie przy obrazowaniu

Jeszcze jeden powód, dla którego wynik testu nie jest rozpoznaniem: zmiany strukturalne są częste u osób bez objawów. W przeglądzie badań obrazowych u osób bezobjawowych odsetek zmian zwyrodnieniowych rośnie z wiekiem w sposób, który czyni je raczej normą niż patologią.24 W barku częstość nieprawidłowości stożka rotatorów rośnie od 9,7% u osób do dwudziestego roku życia do 62% po osiemdziesiątym, w zebranej puli 6112 barków, a zależność ta jest podobna u osób z objawami i bez nich — autorzy wnioskują, że zwyrodnienie stożka jest częścią normalnego starzenia.23

Jak zapisać wynik, żeby dał się odczytać za pół roku

„Test Neera dodatni” nie niesie informacji. Nie wiadomo, co uznano za wynik dodatni, jakie było prawdopodobieństwo wstępne ani co z tego wyniknęło. Zapis użyteczny ma cztery elementy.

  1. Pytanie kliniczne — co ten test miał rozstrzygnąć. Bez tego nie wiadomo, czy wybrany test w ogóle do tego służył.
  2. Oszacowanie wstępne — twoja ocena przed badaniem, choćby zgrubna: niskie, umiarkowane, wysokie. Zapisana przed testem, nie po.
  3. Wynik z kryterium — nie „dodatni”, tylko „odtworzenie bólu promieniującego poniżej kolana przy 40 stopniach”.
  4. Co z tego wynikło — czy i jak zmieniła się decyzja. Jeśli nie zmieniła, to też jest informacja: następnym razem można ten test pominąć.

Warto przy tym pamiętać o szerszym kontekście, w którym ten rachunek się odbywa. U niemal nikogo z bólem krzyża nie da się wskazać konkretnego źródła nocyceptywnego27, a przegląd 44 wytycznych postępowania, z których 11 uznano za wysokiej jakości, dał 11 zgodnych zaleceń — wśród nich edukację, utrzymanie aktywności i stosowanie terapii manualnej wyłącznie jako dodatku do innych form leczenia.26 Testy kliniczne są narzędziem w tej ramie, a nie sposobem na jej obejście.

Co z tego wynika na poniedziałek rano

Prawdopodobieństwo po dodatnim wyniku, gdy przed badaniem oceniasz je na 50% Przy prawdopodobieństwie wstępnym pięćdziesiąt procent test Thessaly według pracy pierwotnej daje 96 procent, test Lachmana 93 procent, pivot shift 92 procent, skrzyżowany Lasegue 74 procent, McMurray 71 procent, Thessaly według walidacji niezależnej 58 procent, a objaw Lasegue'a 56 procent. zmienia decyzjęzmienia niewielenie zmienia nic0%25%50%75%100%Thessaly (praca pierwotna 2005)96%Lachman93%Pivot shift (bez znieczulenia)92%Skrzyżowany Lasègue74%Tkliwość szpary stawowej73%McMurray71%Thessaly (walidacja 2015)58%Objaw Lasègue'a56%
RYC. 3 · Prawdopodobieństwo po dodatnim wyniku, gdy przed badaniem oceniasz je na 50%

Linia pięćdziesięciu procent to punkt wyjścia. Wszystko, co stoi tuż nad nią, to testy, które kosztują czas i nie zmieniają decyzji.

Pięć zdań do zabrania

  • Oszacuj prawdopodobieństwo wstępne, zanim dotkniesz pacjenta, i zapisz to oszacowanie.
  • Wybierz test ze względu na pytanie: do potwierdzania bierzesz wysoki LR+, do wykluczania niski LR-.
  • Jeśli iloraz mieści się między 0,5 a 2, test nie zmieni twojej decyzji — niezależnie od tego, jak dobrze wygląda w podręczniku.
  • Przy liczbie bez przedziału ufności i bez podanego wzorca odniesienia zakładaj, że jest zawyżona.
  • Zapisz wynik z kryterium, nie jako „dodatni”.

Najczęstsze pytania

Co to jest czułość i swoistość testu?+

Czułość to odsetek osób z danym uszkodzeniem, u których test wypada dodatnio. Swoistość to odsetek osób bez tego uszkodzenia, u których test wypada ujemnie. Obie liczy się w kolumnach tabeli dwa na dwa, czyli od strony stanu, a nie od strony wyniku — i dlatego żadna z nich nie odpowiada wprost na pytanie zadawane w gabinecie.1

Jaka czułość i swoistość testu jest dobra?+

Samo zestawienie obu liczb nie wystarcza — trzeba policzyć iloraz wiarygodności. Przyjmuje się, że LR+ powyżej 10 albo LR- poniżej 0,1 zmienia prawdopodobieństwo w stopniu dużym i często rozstrzygającym, a wartości między 1 a 2 oraz między 0,5 a 1 zmieniają je w stopniu małym i rzadko istotnym.1 Większość testów narządu ruchu mieści się w przedziale 2–5.

Czym różni się LR+ od LR-?+

LR+ mówi, co z prawdopodobieństwem zrobi wynik dodatni, a LR- co zrobi wynik ujemny. Test może mieć świetny jeden i bezużyteczny drugi: pivot shift bez znieczulenia ma LR+ 12,0 i LR- 0,78, więc wynik dodatni mocno potwierdza, a ujemny nie wyklucza praktycznie niczego.

Jak obliczyć prawdopodobieństwo potestowe?+

Trzy kroki. Prawdopodobieństwo wstępne zamieniasz na szanse, dzieląc je przez jeden minus ono samo. Mnożysz przez iloraz wiarygodności dla uzyskanego wyniku. Wracasz do prawdopodobieństwa, dzieląc szanse przez szanse plus jeden. Przykład: 72% to szanse 2,57; razy LR+ 14,2 daje 36,5; podzielone przez 37,5 daje 97%.

Czy wysoka swoistość oznacza, że dodatni wynik potwierdza rozpoznanie?+

Nie zawsze. Reguła SpPin zawodzi, gdy czułość jest niska, a prawdopodobieństwo wstępne małe. W przykładzie z pracy krytycznej test o swoistości 99% i czułości 24% przy prawdopodobieństwie wstępnym 16% dawał po wyniku dodatnim 76,9%, a nie pewność.2

Dlaczego ten sam test ma w różnych źródłach inne wyniki?+

Najczęściej z pięciu powodów: inny wzorzec odniesienia, inne spektrum pacjentów, inny próg uznania wyniku za dodatni, błędy konstrukcji badania i inna częstość stanu w badanej populacji. W przeglądzie Cochrane testów barku na 170 ocenionych kombinacji tylko sześć razy ten sam test wykonano identycznie w dwóch badaniach.22

Czy czułość i swoistość zależą od częstości występowania choroby?+

W teorii nie powinny, w praktyce bywa inaczej. W 23 metaanalizach obejmujących 416 badań zmiana częstości zmieniała czułość albo swoistość nawet o 40 punktów procentowych, istotnie w 35% przypadków. Autorzy przypisują to spektrum pacjentów, a nie samej częstości.5

Jak zapisać wynik testu w dokumentacji fizjoterapeutycznej?+

Cztery elementy: pytanie kliniczne, które test miał rozstrzygnąć; twoje oszacowanie wstępne zapisane przed badaniem; wynik z kryterium, a nie samo słowo „dodatni”; oraz to, co z wyniku wynikło dla decyzji. Zapis „test Neera dodatni” nie niesie żadnej z tych informacji.

Bibliografia

  1. Jaeschke R, Guyatt GH, Sackett DL; Evidence-Based Medicine Working Group. Users' guides to the medical literature. III. How to use an article about a diagnostic test. B. What are the results and will they help me in caring for my patients? JAMA 1994;271(9):703-707. DOI: 10.1001/jama.271.9.703 · PMID: 8309035
  2. Pewsner D, Battaglia M, Minder C, Marx A, Bucher HC, Egger M. Ruling a diagnosis in or out with "SpPIn" and "SnNOut": a note of caution. BMJ 2004;329(7459):209-213. DOI: 10.1136/bmj.329.7459.209 · PMID: 15271832
  3. Fagan TJ. Letter: Nomogram for Bayes's theorem. New England Journal of Medicine 1975;293(5):257. DOI: 10.1056/NEJM197507312930513 · PMID: 1143310
  4. Whiting PF, Davenport C, Jameson C, Burke M, Sterne JA, Hyde C, Ben-Shlomo Y. How well do health professionals interpret diagnostic information? A systematic review. BMJ Open 2015;5(7):e008155. DOI: 10.1136/bmjopen-2015-008155 · PMID: 26220870
  5. Leeflang MM, Rutjes AW, Reitsma JB, Hooft L, Bossuyt PM. Variation of a test's sensitivity and specificity with disease prevalence. CMAJ 2013;185(11):E537-E544. DOI: 10.1503/cmaj.121286 · PMID: 23798453
  6. Rutjes AW, Reitsma JB, Di Nisio M, Smidt N, van Rijn JC, Bossuyt PM. Evidence of bias and variation in diagnostic accuracy studies. CMAJ 2006;174(4):469-476. DOI: 10.1503/cmaj.050090 · PMID: 16477057
  7. Whiting PF, Rutjes AW, Westwood ME, Mallett S, Deeks JJ, Reitsma JB, Leeflang MM, Sterne JA, Bossuyt PM; QUADAS-2 Group. QUADAS-2: a revised tool for the quality assessment of diagnostic accuracy studies. Annals of Internal Medicine 2011;155(8):529-536. DOI: 10.7326/0003-4819-155-8-201110180-00009 · PMID: 22007046
  8. Bossuyt PM, Reitsma JB, Bruns DE i wsp.; STARD Group. STARD 2015: an updated list of essential items for reporting diagnostic accuracy studies. BMJ 2015;351:h5527. DOI: 10.1136/bmj.h5527 · PMID: 26511519
  9. Benjaminse A, Gokeler A, van der Schans CP. Clinical diagnosis of an anterior cruciate ligament rupture: a meta-analysis. Journal of Orthopaedic and Sports Physical Therapy 2006;36(5):267-288. DOI: 10.2519/jospt.2006.2011 · PMID: 16715828
  10. DeHaven KE. Diagnosis of acute knee injuries with hemarthrosis. American Journal of Sports Medicine 1980;8(1):9-14. DOI: 10.1177/036354658000800102 · PMID: 6892543
  11. van der Windt DA, Simons E, Riphagen II i wsp. Physical examination for lumbar radiculopathy due to disc herniation in patients with low-back pain. Cochrane Database of Systematic Reviews 2010;(2):CD007431. DOI: 10.1002/14651858.CD007431.pub2 · PMID: 20166095
  12. Bachmann LM, Kolb E, Koller MT, Steurer J, ter Riet G. Accuracy of Ottawa ankle rules to exclude fractures of the ankle and mid-foot: systematic review. BMJ 2003;326(7386):417. DOI: 10.1136/bmj.326.7386.417 · PMID: 12595378
  13. Karachalios T, Hantes M, Zibis AH, Zachos V, Karantanas AH, Malizos KN. Diagnostic accuracy of a new clinical test (the Thessaly test) for early detection of meniscal tears. Journal of Bone and Joint Surgery (Am) 2005;87(5):955-962. DOI: 10.2106/JBJS.D.02338 · PMID: 15866956
  14. Goossens P, Keijsers E, van Geenen RJ i wsp. Validity of the Thessaly test in evaluating meniscal tears compared with arthroscopy: a diagnostic accuracy study. Journal of Orthopaedic and Sports Physical Therapy 2015;45(1):18-24. DOI: 10.2519/jospt.2015.5215 · PMID: 25420009
  15. Hegedus EJ, Cook C, Hasselblad V, Goode A, McCrory DC. Physical examination tests for assessing a torn meniscus in the knee: a systematic review with meta-analysis. Journal of Orthopaedic and Sports Physical Therapy 2007;37(9):541-550. DOI: 10.2519/jospt.2007.2560 · PMID: 17939613
  16. Hegedus EJ, Goode AP, Cook CE, Michener L, Myer CA, Myer DM, Wright AA. Which physical examination tests provide clinicians with the most value when examining the shoulder? Update of a systematic review with meta-analysis of individual tests. British Journal of Sports Medicine 2012;46(14):964-978. DOI: 10.1136/bjsports-2012-091066 · PMID: 22773322
  17. Gismervik SØ, Drogset JO, Granviken F, Rø M, Leivseth G. Physical examination tests of the shoulder: a systematic review and meta-analysis of diagnostic test performance. BMC Musculoskeletal Disorders 2017;18(1):41. DOI: 10.1186/s12891-017-1400-0 · PMID: 28122541
  18. Hermans J, Luime JJ, Meuffels DE, Reijman M, Simel DL, Bierma-Zeinstra SM. Does this patient with shoulder pain have rotator cuff disease? The Rational Clinical Examination systematic review. JAMA 2013;310(8):837-847. DOI: 10.1001/jama.2013.276187 · PMID: 23982370
  19. Thoomes EJ, van Geest S, van der Windt DA i wsp. Value of physical tests in diagnosing cervical radiculopathy: a systematic review. Spine Journal 2018;18(1):179-189. DOI: 10.1016/j.spinee.2017.08.241 · PMID: 28838857
  20. Wainner RS, Fritz JM, Irrgang JJ, Boninger ML, Delitto A, Allison S. Reliability and diagnostic accuracy of the clinical examination and patient self-report measures for cervical radiculopathy. Spine 2003;28(1):52-62. DOI: 10.1097/00007632-200301010-00014 · PMID: 12544957
  21. Grondin F, Cook C, Hall T, Maillard O, Perdrix Y, Freppel S. An independent validation of a clinical prediction rule for the diagnosis of cervical radiculopathy with radicular pain. Brazilian Journal of Physical Therapy 2026;30(3):101581. DOI: 10.1016/j.bjpt.2026.101581 · PMID: 42070317
  22. Hanchard NC, Lenza M, Handoll HH, Takwoingi Y. Physical tests for shoulder impingements and local lesions of bursa, tendon or labrum that may accompany impingement. Cochrane Database of Systematic Reviews 2013;(4):CD007427. DOI: 10.1002/14651858.CD007427.pub2
  23. Teunis T, Lubberts B, Reilly BT, Ring D. A systematic review and pooled analysis of the prevalence of rotator cuff disease with increasing age. Journal of Shoulder and Elbow Surgery 2014;23(12):1913-1921. DOI: 10.1016/j.jse.2014.08.001
  24. Brinjikji W, Luetmer PH, Comstock B i wsp. Systematic literature review of imaging features of spinal degeneration in asymptomatic populations. American Journal of Neuroradiology 2015;36(4):811-816. DOI: 10.3174/ajnr.A4173 · PMID: 25430861
  25. Laslett M, Aprill CN, McDonald B, Young SB. Diagnosis of sacroiliac joint pain: validity of individual provocation tests and composites of tests. Manual Therapy 2005;10(3):207-218. DOI: 10.1016/j.math.2005.01.003 · PMID: 16038856
  26. Lin I, Wiles L, Waller R i wsp. What does best practice care for musculoskeletal pain look like? Eleven consistent recommendations from high-quality clinical practice guidelines: systematic review. British Journal of Sports Medicine 2020;54(2):79-86. DOI: 10.1136/bjsports-2018-099878
  27. Hartvigsen J, Hancock MJ, Kongsted A i wsp. What low back pain is and why we need to pay attention. The Lancet 2018;391(10137):2356-2367. DOI: 10.1016/S0140-6736(18)30480-X

Materiał ma charakter edukacyjny i jest adresowany do fizjoterapeutów, studentów fizjoterapii oraz lekarzy. Nie zastępuje indywidualnej oceny klinicznej ani konsultacji medycznej.

Czytaj dalej

POWIĄZANE SZKOLENIE

Diagnostyka w terapii manualnej

Dwa dni stacjonarnie w Katowicach (16–17.01.2027): badanie, czerwone flagi, testy o potwierdzonej trafności i wnioskowanie kliniczne. Rachunek z tego artykułu ćwiczymy na realnych przypadkach, w grupie do 10 osób.

OK. 16 H · SKRYPT Z BIBLIOGRAFIĄ · FISZKI I MATERIAŁY PRZEZ 12 MIESIĘCY