Indeks Barthel – jak policzyć i opisać wynik samodzielności pacjenta

Autor: Konrad Hryniewicz · Opublikowano: 27 października 2026 · Aktualizacja: 26 października 2026

Czym jest indeks Barthel

Indeks Barthel ocenia samodzielność w podstawowych czynnościach dnia codziennego (ADL), takich jak jedzenie, korzystanie z toalety czy chodzenie po schodach. Pierwszy opis opublikowali Mahoney i Barthel (1965). Wade i Collin (1988) zaproponowali, żeby indeks stał się standardową miarą niepełnosprawności fizycznej w praktyce i badaniach. Uznali, że jest co najmniej tak dobry jak inne proste indeksy, i przestrzegali przed tworzeniem jego modyfikacji. Szersze tło pojęciowe opisuje hasło wskaźnik samodzielności ADL.

To ostrzeżenie okazało się trafne. Quinn i in. (2011) zauważają, że nazwą „indeks Barthel” określa się dziś kilka różnych narzędzi o odmiennej treści i punktacji. Dlatego pierwszy krok w pracy dyplomowej to ustalenie, której wersji używasz. W pielęgniarstwie i fizjoterapii indeks służy zwykle jako zmienna opisująca pacjentów albo jako wynik interwencji mierzony przy przyjęciu i wypisie. W odróżnieniu od kwestionariuszy samoopisowych, takich jak IPAQ, wypełnia go zwykle osoba oceniająca: pielęgniarka, fizjoterapeuta albo lekarz.

Budowa i wersje: 0–20 czy 0–100

Standardowy indeks ma 10 pozycji, czyli czynności. Każda ma kilka poziomów samodzielności, a pozycje różnią się wagą. W wersji 0–20 kąpiel i pielęgnację ocenia się na 0 lub 1. Jedzenie, ubieranie, kontrolę stolca, kontrolę moczu, korzystanie z toalety i schody ocenia się na 0–2. Przemieszczanie (transfer) i poruszanie się ocenia się na 0–3. Suma mieści się w zakresie 0–20, a wyższy wynik oznacza większą samodzielność (Kaambwa i in., 2021). Wersja 0–100 ma te same 10 pozycji punktowanych co 5 punktów (Quinn i in., 2011), więc wynik 0–20 pomnożony przez 5 daje wynik 0–100. Opisów poziomów w poszczególnych pozycjach tu nie przytaczamy. Weź je z publikacji wersji, której używasz.

Obok wersji standardowej istnieje zmodyfikowany indeks Barthel. Shah i in. (1989) zaproponowali go, żeby zwiększyć czułość oceny w rehabilitacji po udarze. Ma on inną gradację odpowiedzi, więc wyników obu wersji nie wolno mieszać. W pracy podaj pełną nazwę wersji, zakres wyniku i publikację, z której pochodzi.

Jak policzyć wynik krok po kroku

Krok 1. Sprawdź zakres każdej pozycji

Każda pozycja ma własne maksimum. Wartość 2 przy kąpieli albo 3 przy schodach w wersji 0–20 oznacza błąd wpisu. Taką kontrolę najłatwiej zrobić w skrypcie, porównując każdą kolumnę z listą dopuszczalnych wartości. Pozycje są porządkowe (skala porządkowa), a odstępy między poziomami nie muszą być równe.

Krok 2. Zsumuj pozycje i ustal zakres

Dodaj 10 pozycji. Jeśli w dokumentacji szpitala wyniki są w skali 0–100, a w literaturze, z którą się porównujesz, w skali 0–20, przelicz je mnożąc albo dzieląc przez 5. Nie przeliczaj wyniku zmodyfikowanego indeksu na skalę standardowego, bo to inne narzędzie.

Krok 3. Zdecyduj, co z brakami

Cytowane źródła nie podają reguły dla brakujących pozycji. Indeks jest sumą czynności o różnej wadze, więc uzupełnianie braku średnią z innych pozycji może zniekształcić wynik. Bezpieczniej uzupełnić ocenę u źródła (np. w dokumentacji) albo wyłączyć pacjenta i podać, ilu osób to dotyczyło.

Interpretacja: sufit, progi i istotna zmiana

W internecie spotkasz podziały wyniku na stopnie zależności, ale istnieje ich kilka wariantów. Quinn i in. (2011) apelują o spójność treści i punktacji, bo różne „indeksy Barthel” utrudniają porównania. Jeśli promotor prosi o kategorie, wskaż publikację, z której pochodzą, i nazwij je umownymi. W analizach używaj wyniku ciągłego (zob. punkt odcięcia). Indeks opisuje samodzielność w czynnościach, a nie rozpoznanie ani rokowanie.

Druga sprawa to efekt sufitu i podłogi. Wynik 100 nie znaczy „pełna sprawność”. Oznacza tylko samodzielność w 10 podstawowych czynnościach. Quinn i in. (2011) zwracają uwagę, że wrażliwość indeksu na zmianę jest ograniczona na obu krańcach niepełnosprawności. Przy pacjentach lżej chorych rozważ dodatkowy test funkcjonalny, np. Timed Up and Go (zob. też efekt pułapu w testach funkcjonalnych).

Trzecia sprawa: kiedy zmiana jest prawdziwa. Collin i in. (1988) porównali cztery sposoby uzyskania wyniku i uznali, że różnica 4 punktów w skali 0–20 prawdopodobnie odzwierciedla rzeczywistą zmianę. Sainsbury i in. (2005) w przeglądzie badań z udziałem osób starszych opisują możliwą rozbieżność między obserwatorami rzędu ±4 punktów (95% CI). Hsieh i in. (2007) wyznaczyli u pacjentów po udarze minimalną istotną klinicznie różnicę na 1.85 punktu w skali 0–20. Wartość ta dotyczy średniej zmiany w grupie, a nie pojedynczego pacjenta. Dla pojedynczych osób policz minimalną wykrywalną zmianę albo wskaźnik RCI. Różnice między tymi miarami wyjaśnia wpis o RCI, MDC i MCID.

Przykład: 90 pacjentów oddziału rehabilitacji

Symulowane badanie objęło 90 pacjentów po udarze ocenianych przy przyjęciu i przy wypisie. Indeks ma wersję 0–100, a dane w pliku CSV zawierają punkty pozycji w wersji 0–20. Przy przyjęciu mediana wyniosła 32.5 (IQR: 20–55; M = 37.9, SD = 25.4), a przy wypisie 65 (IQR: 35–85; M = 61.2, SD = 28.6). Przy wypisie 5.6% pacjentów osiągnęło maksimum 100, a 3.3% miało wynik 0.

Zmiana przed i po

Wyniki są porządkowe i nie mają rozkładu normalnego, dlatego zmianę oceniamy testem Wilcoxona dla par. Wynik poprawił się u 81 pacjentów, u 3 się nie zmienił, a u 6 się pogorszył. Mediana zmiany wyniosła 25 punktów (IQR: 10–35), V = 3753.00, Z = 7.79, p < .001, r = .82. Przesunięcie Hodgesa–Lehmanna wyniosło 25.00 punktu, 95% CI [20.00, 27.50]. Brak grupy kontrolnej nie pozwala jednak przypisać tej zmiany samej rehabilitacji, bo część poprawy po udarze następuje samoistnie. Schematy z grupą porównawczą omawia przewodnik po badaniach przed i po.

Rysunek 2 pokazuje, które czynności się poprawiły. Przy przyjęciu najtrudniejsze były schody (11% maksymalnej punktacji) i poruszanie się (20%). Najwięcej zyskała kąpiel (z 29% do 62%), a w następnej kolejności korzystanie z toalety (z 30% do 58%) i przemieszczanie (z 37% do 65%). Taki profil warto pokazać w dyskusji, bo dwie osoby z tym samym wynikiem ogólnym mogą mieć różne trudności.

Rzetelność: zgodność oceniających i MDC

Indeks wypełnia osoba oceniająca, dlatego najważniejszą miarą rzetelności jest zgodność między oceniającymi. W metaanalizie badań z udziałem pacjentów po udarze kappa ważona dla standardowej oceny wyniosła .93 (Duffy i in., 2013), ale badania były małe i zróżnicowane. U osób starszych zgodność pojedynczych pozycji bywała słaba lub umiarkowana. Indeks może być też mniej rzetelny u osób z zaburzeniami poznawczymi i przy porównywaniu wywiadu z bezpośrednim sprawdzeniem czynności (Sainsbury i in., 2005). W pracy opisz więc, kto oceniał i w jaki sposób.

W przykładzie pielęgniarka i fizjoterapeuta ocenili niezależnie 30 pacjentów tego samego dnia. Zgodność wyniku ogólnego wyniosła ICC(A,1) = .93, 95% CI [.87, .97]. Przy tym średnia różnica wyniosła 0.67 punktu (SD różnic = 9.07), a identyczny wynik uzyskało 8 pacjentów. Dla pozycji „przemieszczanie” kappa ważona wyniosła κ_w = .76. Z ICC i odchylenia standardowego (SD = 24.6) wynika standardowy błąd pomiaru SEM = 6.3 i MDC₉₅ = 17.4 punktu. Zmianę co najmniej tej wielkości miało 59 pacjentów (65.6%). Gdyby zastosować próg MCID Hsieha i in. (2007) przeliczony na skalę 0–100 (9.25 punktu), takich osób byłoby 74. To pokazuje, jak bardzo wnioski zależą od przyjętego kryterium. Obie wartości policzysz w kalkulatorze RCI i MDC, a projekt badania zgodności opisuje poradnik badanie rzetelności pomiaru klinicznego.

Jak opisać indeks Barthel w pracy

Wzór zawiera liczby z przykładu. W nawiasach kwadratowych uzupełnij źródło wersji i sposób oceny.

# B106 – Indeks Barthel: wynik 0–20 i 0–100, sufit, zmiana przed i po, zgodność oceniających (dane symulowane, set.seed(1061)).
# 90 pacjentów oddziału rehabilitacji po udarze; ocena przy przyjęciu i przy wypisie (po ok. 4 tygodniach).
# Punktacja pozycji jak w wersji 0–20 (Kaambwa i in., 2021): kąpiel i pielęgnacja 0–1; jedzenie, ubieranie, kontrola stolca,
# kontrola moczu, korzystanie z toalety i schody 0–2; przemieszczanie (transfer) i poruszanie się 0–3. Wersja 0–100 = 0–20 × 5.
suppressPackageStartupMessages({ library(psych) })
set.seed(1061)
n <- 90
pozycje <- c("jedzenie", "kapiel", "pielegnacja", "ubieranie", "stolec", "mocz", "toaleta", "transfer", "poruszanie", "schody")
maks <- c(2, 1, 1, 2, 2, 2, 2, 3, 3, 2)
trudnosc <- c(-1.2, 0.9, -0.3, 0.3, -1.0, -0.8, 0.0, -0.2, 0.4, 1.1)   # wyżej = trudniej uzyskać maksimum
ocen <- function(theta, szum = 0.45) {
  sapply(seq_along(maks), function(j) {
    progi <- trudnosc[j] + seq(-0.9, 0.9, length.out = maks[j])
    z <- theta + rnorm(length(theta), 0, szum)
    rowSums(outer(z, progi, ">"))
  })
}
theta0 <- rnorm(n, -0.6, 0.9)
theta1 <- theta0 + rnorm(n, 0.95, 0.55)
przyj <- ocen(theta0); wyp <- ocen(theta1)
colnames(przyj) <- colnames(wyp) <- pozycje
dane <- data.frame(id = rep(1:n, 2), pomiar = rep(c("przyjecie", "wypis"), each = n), rbind(przyj, wyp))
write.csv(dane, "../barthel-dane-przyklad.csv", row.names = FALSE)

# Krok 1. Kontrola: każda pozycja w swoim zakresie
sapply(pozycje, function(p) all(dane[[p]] %in% 0:maks[match(p, pozycje)]))
sum(is.na(dane[, pozycje]))

# Krok 2. Wynik 0–20 i 0–100
dane$BI20 <- rowSums(dane[, pozycje])
dane$BI100 <- dane$BI20 * 5
c(max_mozliwe_20 = sum(maks))
P <- dane$BI100[dane$pomiar == "przyjecie"]; W <- dane$BI100[dane$pomiar == "wypis"]
opis <- function(v) c(M = mean(v), SD = sd(v), Me = median(v), Q1 = quantile(v, .25, names = FALSE),
                      Q3 = quantile(v, .75, names = FALSE), min = min(v), max = max(v))
round(rbind(przyjecie = opis(P), wypis = opis(W)), 1)

# Krok 3. Sufit i podłoga (odsetek wyników 100 i 0)
round(100 * c(sufit_przyjecie = mean(P == 100), sufit_wypis = mean(W == 100), podloga_przyjecie = mean(P == 0), podloga_wypis = mean(W == 0)), 1)

# Krok 4. Profil pozycji: średni odsetek maksimum przy przyjęciu i wypisie
prof <- rbind(przyjecie = colMeans(sweep(przyj, 2, maks, "/")), wypis = colMeans(sweep(wyp, 2, maks, "/")))
round(100 * prof)

# Krok 5. Zmiana: test Wilcoxona dla par, r = Z / sqrt(n)
zm <- W - P
round(c(Me_zmiany = median(zm), Q1 = quantile(zm, .25, names = FALSE), Q3 = quantile(zm, .75, names = FALSE),
        poprawa = sum(zm > 0), bez_zmian = sum(zm == 0), pogorszenie = sum(zm < 0)), 1)
wt <- wilcox.test(W, P, paired = TRUE, exact = FALSE, conf.int = TRUE)
z <- qnorm(wt$p.value / 2, lower.tail = FALSE)
round(c(V = unname(wt$statistic), Z = z, r = z / sqrt(n), HL = unname(wt$estimate), lo = wt$conf.int[1], hi = wt$conf.int[2]), 2)
format.pval(wt$p.value, digits = 3)

# Krok 6. Zgodność dwóch oceniających (pielęgniarka i fizjoterapeuta, 30 pacjentów przy przyjęciu, ta sama doba)
set.seed(1062)
idx <- sample(n, 30)
B <- ocen(theta0[idx] + rnorm(30, 0, 0.25)); colnames(B) <- pozycje
A <- przyj[idx, ]
oceny <- data.frame(pielegniarka = rowSums(A) * 5, fizjoterapeuta = rowSums(B) * 5)
icc <- ICC(oceny, lmer = FALSE)
icc2 <- icc$results[icc$results$type == "ICC2", ]
round(c(ICC_A1 = icc2$ICC, lo = icc2$`lower bound`, hi = icc2$`upper bound`), 2)
roz <- oceny$fizjoterapeuta - oceny$pielegniarka
round(c(sr_roznica = mean(roz), SD_roznic = sd(roz), zgodne_calkowicie = sum(roz == 0)), 2)
# SEM i MDC95 z ICC i SD przy przyjęciu w tej podpróbie
SDp <- sd(c(oceny$pielegniarka, oceny$fizjoterapeuta))
SEM <- SDp * sqrt(1 - icc2$ICC); MDC95 <- 1.96 * sqrt(2) * SEM
round(c(SD = SDp, SEM = SEM, MDC95 = MDC95), 1)
c(zmiana_co_najmniej_MDC = sum(zm >= MDC95), proc = round(100 * mean(zm >= MDC95), 1))
# MCID z badania Hsieha i in. (2007): 1.85 pkt w wersji 0–20, czyli w wersji 0–100
c(MCID_100 = 1.85 * 5, zmiana_co_najmniej_MCID = sum(zm >= 1.85 * 5))
# Kappa ważona dla jednej pozycji (transfer, 0–3)
kt <- cohen.kappa(cbind(A[, "transfer"], B[, "transfer"]))
round(c(kappa_wazona_transfer = kt$weighted.kappa), 2)

   jedzenie      kapiel pielegnacja   ubieranie      stolec        mocz     toaleta    transfer 
       TRUE        TRUE        TRUE        TRUE        TRUE        TRUE        TRUE        TRUE 
 poruszanie      schody 
       TRUE        TRUE 
[1] 0
max_mozliwe_20 
            20 
             M   SD   Me Q1 Q3 min max
przyjecie 37.9 25.4 32.5 20 55   0  95
wypis     61.2 28.6 65.0 35 85   0 100
  sufit_przyjecie       sufit_wypis podloga_przyjecie     podloga_wypis 
              0.0               5.6               5.6               3.3 
          jedzenie kapiel pielegnacja ubieranie stolec mocz toaleta transfer poruszanie schody
przyjecie       63     29          69        28     61   52      30       37         20     11
wypis           82     62          91        48     76   74      58       65         46     31
  Me_zmiany          Q1          Q3     poprawa   bez_zmian pogorszenie 
         25          10          35          81           3           6 
      V       Z       r      HL      lo      hi 
3753.00    7.79    0.82   25.00   20.00   27.50 
[1] "6.54e-15"
ICC_A1     lo     hi 
  0.93   0.87   0.97 
       sr_roznica         SD_roznic zgodne_calkowicie 
             0.67              9.07              8.00 
   SD   SEM MDC95 
 24.6   6.3  17.4 
zmiana_co_najmniej_MDC                   proc 
                  59.0                   65.6 
               MCID_100 zmiana_co_najmniej_MCID 
                   9.25                   74.00 
kappa_wazona_transfer 
                 0.76

Najczęstsze błędy przy indeksie Barthel

• Mieszanie wersji. Standardowy indeks 0–100, wersja 0–20 i zmodyfikowany indeks to nie to samo. Podaj wersję i nie porównuj wyników bez przeliczenia.
• Kategorie zależności bez źródła. Jeśli ich używasz, wskaż publikację i nazwij podział umownym.
• Średnia i test t jako jedyna analiza przy wyniku porządkowym, skośnym i z sufitem. Podaj mediany i IQR (zob. testy nieparametryczne krok po kroku).
• Interpretacja wyniku 100 jako pełnej sprawności. Indeks nie mierzy czynności złożonych ani sprawności ruchowej powyżej podstawowej samodzielności.
• MCID grupowy stosowany do pojedynczych pacjentów. Do oceny osoby użyj MDC lub RCI.
• Brak informacji o sposobie oceny. Obserwacja, wywiad i samoopis mogą dawać różne wyniki, zwłaszcza u osób z zaburzeniami poznawczymi.
• Przypisywanie poprawy interwencji bez grupy porównawczej.

Więcej przykładów analiz klinicznych znajdziesz w poradnikach statystyka w pracy z pielęgniarstwa i statystyka dla fizjoterapeuty. Jeśli chcesz sprawdzić analizę zmiany wyniku albo zgodności oceniających w swojej pracy, możesz skorzystać z konsultacji w ramach oferty analizy statystyczne dla studentów. Wyniki musisz jednak rozumieć i umieć obronić samodzielnie.

Najczęstsze pytania

Jak policzyć wynik indeksu Barthel?

Zsumuj punkty 10 pozycji. W wersji 0–20 kąpiel i pielęgnacja mają 0–1 pkt, jedzenie, ubieranie, kontrola stolca i moczu, korzystanie z toalety i schody 0–2 pkt, a przemieszczanie i poruszanie się 0–3 pkt (Kaambwa i in., 2021). Wynik 0–20 pomnożony przez 5 daje wersję 0–100.

Czym różni się indeks Barthel 0–20 od 0–100?

To te same 10 pozycji z inną jednostką: w wersji 0–100 pozycje punktuje się co 5 punktów (Quinn i in., 2011). Przeliczysz je, mnożąc lub dzieląc przez 5. Zmodyfikowany indeks Barthel ma natomiast inną gradację i nie należy go przeliczać na wersję standardową.

Jaka zmiana w indeksie Barthel jest klinicznie istotna?

U pacjentów po udarze Hsieh i in. (2007) wyznaczyli MCID na 1.85 punktu w skali 0–20 – to wartość dla średniej zmiany w grupie. Collin i in. (1988) uznali, że różnica 4 punktów w skali 0–20 prawdopodobnie oznacza rzeczywistą zmianę. Dla pojedynczego pacjenta policz MDC lub RCI z rzetelności oceny.

Czy indeks Barthel ma ustalone progi zależności?

W publikacjach i materiałach krąży kilka różnych podziałów na stopnie zależności, a Quinn i in. (2011) zwracają uwagę na niespójność wersji indeksu. Jeśli używasz kategorii, podaj publikację, z której pochodzą, i traktuj je jako umowne. Do analiz statystycznych używaj wyniku ciągłego.

Jak sprawdzić rzetelność indeksu Barthel we własnym badaniu?

Poproś dwie osoby o niezależną ocenę części pacjentów w tym samym dniu i policz ICC dla wyniku ogólnego oraz kappę ważoną dla pozycji. Metaanaliza Duffy i in. (2013) podaje dla standardowej oceny po udarze kappę ważoną .93, ale u osób z zaburzeniami poznawczymi zgodność bywa niższa.

Powiązane hasła

Przeczytaj też

@article{collin1988barthel, author={Collin, C. and Wade, D. T. and Davies, S. and Horne, V.}, title={{The Barthel ADL Index: A reliability study}}, journal={International Disability Studies}, year={1988}, volume={10}, number={2}, pages={61--63}, doi={10.3109/09638288809164103}}

@article{duffy2013reliability, author={Duffy, Laura and Gajree, Shelley and Langhorne, Peter and Stott, David J. and Quinn, Terence J.}, title={{Reliability (inter-rater agreement) of the Barthel Index for assessment of stroke survivors: Systematic review and meta-analysis}}, journal={Stroke}, year={2013}, volume={44}, number={2}, pages={462--468}, doi={10.1161/strokeaha.112.678615}}

@article{hsieh2007establishing, author={Hsieh, Yu-Wei and Wang, Chun-Hou and Wu, Shwu-Chong and Chen, Pau-Chung and Sheu, Ching-Fan and Hsieh, Ching-Lin}, title={{Establishing the minimal clinically important difference of the Barthel Index in stroke patients}}, journal={Neurorehabilitation and Neural Repair}, year={2007}, volume={21}, number={3}, pages={233--238}, doi={10.1177/1545968306294729}}

@article{kaambwa2021convergent, author={Kaambwa, Billingsley and Bulamu, Norma B. and Mpundu-Kaambwa, Christine and Oppong, Raymond}, title={{Convergent and discriminant validity of the Barthel Index and the EQ-5D-3L when used on older people in a rehabilitation setting}}, journal={International Journal of Environmental Research and Public Health}, year={2021}, volume={18}, number={19}, eid={10314}, doi={10.3390/ijerph181910314}}

@article{mahoney1965functional, author={Mahoney, F. I. and Barthel, D. W.}, title={{Functional evaluation: The Barthel Index}}, journal={Maryland State Medical Journal}, year={1965}, volume={14}, pages={61--65}, url={https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/14258950/}}

@article{quinn2011barthel, author={Quinn, Terence J. and Langhorne, Peter and Stott, David J.}, title={{Barthel Index for stroke trials: Development, properties, and application}}, journal={Stroke}, year={2011}, volume={42}, number={4}, pages={1146--1151}, doi={10.1161/strokeaha.110.598540}}

@article{sainsbury2005reliability, author={Sainsbury, Anita and Seebass, Gudrun and Bansal, Aruna and Young, John B.}, title={{Reliability of the Barthel Index when used with older people}}, journal={Age and Ageing}, year={2005}, volume={34}, number={3}, pages={228--232}, doi={10.1093/ageing/afi063}}

@article{shah1989improving, author={Shah, Surya and Vanclay, Frank and Cooper, Betty}, title={{Improving the sensitivity of the Barthel Index for stroke rehabilitation}}, journal={Journal of Clinical Epidemiology}, year={1989}, volume={42}, number={8}, pages={703--709}, doi={10.1016/0895-4356(89)90065-6}}

@article{wade1988barthel, author={Wade, D. T. and Collin, C.}, title={{The Barthel ADL Index: A standard measure of physical disability?}}, journal={International Disability Studies}, year={1988}, volume={10}, number={2}, pages={64--67}, doi={10.3109/09638288809164105}}