Skala Lawtona (IADL) – jak policzyć i opisać wynik samodzielności

Autor: Konrad Hryniewicz · Opublikowano: 28 października 2026 · Aktualizacja: 27 października 2026

Czym jest skala Lawtona (IADL)

Skala Lawtona ocenia samodzielność w złożonych czynnościach dnia codziennego, potrzebnych do życia we własnym domu. Należą do nich zakupy, przygotowywanie posiłków czy zarządzanie pieniędzmi. Angielski skrót IADL oznacza instrumental activities of daily living, czyli instrumentalne czynności dnia codziennego. Narzędzie opisali Lawton i Brody (1969) razem ze skalą podstawowej samoobsługi PSMS. Podstawowe czynności, takie jak jedzenie, higiena czy poruszanie się, nazywa się ADL (Mlinac i Feng, 2016). Mierzy je m.in. indeks Barthel, a różnicę między oboma pojęciami wyjaśnia hasło wskaźnik samodzielności ADL.

Według strony Hartford Institute for Geriatric Nursing (Coyne, b.d.) czynności IADL są bardziej złożone niż podstawowe ADL mierzone indeksem Katza. Skala najlepiej sprawdza się u osób starszych mieszkających w domu, w poradni albo w szpitalu. Pokazuje bieżące funkcjonowanie i jego poprawę lub pogorszenie w czasie. Graf (2008) opisuje ją jako narzędzie, które może wcześnie zasygnalizować spadek sprawności u starszego pacjenta i pomóc pielęgniarkom zaplanować wypis. Według strony HIGN skala nie przydaje się u osób mieszkających w instytucjach opieki, bo tam wiele z tych czynności wykonuje personel.

W pracach z pielęgniarstwa i fizjoterapii skala Lawtona często towarzyszy indeksowi Barthel. Barthel opisuje samoobsługę, a IADL – to, czy osoba poradzi sobie sama w domu. W odróżnieniu od Barthela wynik IADL opiera się zwykle na samoopisie albo relacji opiekuna, a nie na obserwacji.

Budowa: osiem dziedzin i wynik 0–8

Skala obejmuje osiem dziedzin (Graf, 2008). Dufournet i in. (2021) wymieniają je tak: korzystanie z telefonu, zakupy, przygotowywanie posiłków, prace domowe, pranie, korzystanie ze środków transportu, przyjmowanie leków i zarządzanie finansami. W każdej dziedzinie formularz opisuje kilka poziomów funkcjonowania, od pełnej samodzielności do całkowitej zależności. Osobę ocenia się według najwyższego poziomu, jaki osiąga w danej kategorii (Coyne, b.d.). Opisów tych poziomów tu nie przytaczamy. Weź je z formularza wersji, której używasz.

Pozycje mają więc charakter dychotomiczny, a wynik jest sumą „zaliczonych” dziedzin. Istnieją też inne sposoby punktowania. Vittengl i in. (2006) porównali siedem z nich: wyniki Guttmana oraz sumy i wyniki Rascha z pozycji dwu-, trzy- i wielokategorialnych. U 231 starszych mieszkańców wsi wszystkie wersje podobnie przewidywały funkcjonowanie poznawcze, objawy depresji i korzystanie z opieki zdrowotnej. Autorzy wnioskują, że w tej populacji można wybrać prostszą punktację. Zakresów wersji wielokategorialnych tu nie podajemy, bo zależą od publikacji. Jeśli z niej korzystasz, podaj źródło i zakres.

Wersje dla kobiet i mężczyzn

To najczęstsza pułapka tej skali. Według strony HIGN kobiety historycznie oceniano we wszystkich ośmiu dziedzinach, a u mężczyzn pomijano przygotowywanie posiłków, prace domowe i pranie (Coyne, b.d.). Wynik mężczyzn miał więc zakres 0–5, a kobiet 0–8. Strona tłumaczy to chęcią uniknięcia stronniczości płciowej w czasach, gdy narzędzie powstawało. Te same informacje podają Siriwardhana i in. (2018). Obecne zalecenie przytaczane przez HIGN brzmi: oceniaj wszystkie dziedziny u obu płci. Tak postąpili też autorzy syngaleskiej adaptacji skali.

Problem nie znika jednak całkiem. Część osób, częściej mężczyzn, nigdy nie gotowała albo nie prała, bo robił to ktoś inny. W wersji 0–8 taka osoba dostaje 0, choć nie wiadomo, czy by sobie poradziła. Dufournet i in. (2021) zbadali 2391 pacjentów francuskich poradni pamięci. Co najmniej jednej czynności nigdy nie wykonywało 36.9% osób: 68.8% mężczyzn i 17.7% kobiet. Autorzy dodali do formularza odpowiedź „nigdy nie wykonywał(a)” i zaproponowali wynik skorygowany:

Tu a to liczba czynności, których osoba nigdy nie wykonywała. Transport pominięto, bo w tej grupie wszyscy kiedyś z niego korzystali, więc mianownik nie może być zerem. Po korekcie różnica między średnim wynikiem kobiet i mężczyzn zmalała z 4.72 vs 3.49 do 4.82 vs 4.26 punktu. Zgodność obu wersji wyniosła ICC = .98. Wcześniejsze badania liczyły wynik osobno dla płci albo tylko z 3–5 pozycji. Te warianty nie zostały jednak formalnie sprawdzone, a wybór pozycji różni się między badaniami.

Praktyczny wniosek: przed badaniem wybierz jedną wersję i ją uzasadnij. Najprościej przyjąć zalecaną dziś wersję 0–8 u obu płci i dodatkowo zapisać, kto nigdy nie wykonywał danej czynności. Wtedy możesz policzyć C-IADL jako analizę wrażliwości.

Licencja i wersje językowe

Skala ukazała się w czasopiśmie The Gerontologist, które wydaje Oxford University Press. Autorzy adaptacji syngaleskiej uzyskali od tego wydawnictwa zgodę na tłumaczenie i ponowną publikację skali (Siriwardhana i in., 2018). Formularz z instrukcją udostępnia też Hartford Institute w serii „Try This”. W pracy dyplomowej korzystaj z formularza z publikacji albo od wydawcy i sprawdź warunki użycia. Polską wersję weź z publikacji, która ją opisuje, i zacytuj ją. Ten wpis nie omawia polskich adaptacji ani norm. Ogólne zasady szukania narzędzi opisuje wpis gdzie znaleźć kwestionariusze psychologiczne.

Jak policzyć wynik krok po kroku

Krok 1. Zakoduj dziedziny jako 0, 1 i „nigdy”

Dla każdej dziedziny zapisz 1 (samodzielnie) albo 0 (z pomocą albo wcale) według klucza formularza. Dodaj osobny kod, np. 9, dla odpowiedzi „nigdy nie wykonywał(a)”. Nie wpisuj od razu zera, bo stracisz tę informację. Zasady kodowania w bazie opisuje wpis jak policzyć wynik kwestionariusza.

Krok 2. Policz wynik 0–8

Zsumuj jedynki w ośmiu dziedzinach. Kod 9 liczy się wtedy jak 0, bo tak działa wersja bez tej odpowiedzi. Wyższy wynik oznacza większą samodzielność.

Krok 3. Jeśli trzeba, policz wersję historyczną i C-IADL

Gdy porównujesz się z badaniem, które stosowało osobną punktację dla mężczyzn, policz też wynik z pięciu dziedzin. Do analizy wrażliwości policz C-IADL ze wzoru Dufournet i in. (2021). W tabeli wyników podaj zakres każdej wersji.

Krok 4. Zdecyduj, co z brakami

Cytowane źródła nie podają reguły dla braków. „Nigdy nie wykonywał(a)” to nie brak danych, tylko informacja o osobie. Prawdziwy brak, czyli pytanie pominięte w wywiadzie, uzupełnij u źródła albo wyłącz osobę z analizy i podaj, ilu osób to dotyczyło (zob. braki danych).

Interpretacja: bez progów, z uwagą na sufit

Strona HIGN podaje tylko krańce skali: 0 oznacza niską sprawność i zależność, a 8 wysoką sprawność i samodzielność (Coyne, b.d.). Nie znaleźliśmy w cytowanych źródłach punktów odcięcia dla „niesamodzielności”. Jeśli promotor prosi o kategorie, wskaż publikację, z której pochodzą, i nazwij je umownymi. W analizach używaj wyniku liczbowego. Wynik IADL opisuje samodzielność, a nie rozpoznanie. Niski wynik może wynikać z ograniczeń ruchowych, poznawczych albo z tego, że ktoś nigdy nie wykonywał danej czynności.

Strona HIGN wymienia dwa ograniczenia. Pierwsze to samoopis albo relacja opiekuna zamiast pokazania czynności, co może zawyżać albo zaniżać ocenę. Drugie to mała wrażliwość na niewielkie zmiany. Skala ma tylko dziewięć możliwych wyników, więc wiele osób sprawnych ma 8 punktów. To efekt sufitu, który utrudnia wykazanie poprawy po interwencji. Gdy planujesz pomiar przed i po, zajrzyj do przewodnika po badaniach klinicznych przed i po.

Przykład: 180 osób z poradni geriatrycznej

Symulowane badanie objęło 180 osób w wieku 65+ (120 kobiet, 60 mężczyzn), w tym 68 z łagodnymi zaburzeniami poznawczymi (MCI). Dane są w pliku CSV. Odpowiedź „nigdy nie wykonywał(a)” wybrało 21.7% mężczyzn przy posiłkach, 26.7% przy pracach domowych i 18.3% przy praniu. Wśród kobiet odsetki te nie przekraczały 1.7%. Finanse częściej niż inne dziedziny prowadził ktoś inny w obu grupach (kobiety 10.0%, mężczyźni 16.7%). Co najmniej jedną taką czynność miało 52 osoby (28.9%): 15.8% kobiet i 55.0% mężczyzn.

Płeć a wersja punktacji

W wersji 0–8 kobiety miały średnio 5.32 punktu (SD = 2.47; Me = 6, IQR: 3.75–8), a mężczyźni 4.92 (SD = 2.29; Me = 5, IQR: 3–7). Test Manna–Whitneya dał U = 4042.5, p = .175, r_rb = .12. W wersji z pięciu dziedzin średnie były prawie równe: 3.39 i 3.35, p = .823, r_rb = .02. Po korekcie C-IADL mężczyźni mieli nawet nieco wyższy wynik niż kobiety (5.55 vs 5.44), p = .806, r_rb = −.02. Rysunek 2 pokazuje to w procentach maksimum, żeby wersje 0–5 i 0–8 dało się porównać. Część różnicy między płciami w wersji 0–8 wynika więc z czynności, których mężczyźni nie wykonywali, a nie z ich mniejszej samodzielności.

Hipoteza: MCI a samodzielność

Wynik ma tylko dziewięć wartości i sufit, dlatego grupy porównujemy testem Manna–Whitneya (zob. testy nieparametryczne krok po kroku). Osoby bez MCI (n = 112) miały medianę 6.5 (IQR: 5–8; M = 5.96, SD = 2.15), a osoby z MCI (n = 68) medianę 4 (IQR: 2–6; M = 3.93, SD = 2.30). Wynik testu: U = 5674.50, p < .001, r_rb = .49. Przesunięcie Hodgesa–Lehmanna wyniosło 2.00 punktu, 95% CI [1.00, 3.00]. Na wyniku C-IADL wniosek był ten sam (U = 5736.50, p < .001, r_rb = .51). Maksymalne 8 punktów uzyskało 22.2% całej próby: 31.2% osób bez MCI i 7.4% osób z MCI. Wynik 0 miało 3.9% osób.

Rzetelność

Dla pozycji 0–1 spójność wewnętrzną liczy się współczynnikiem KR-20, czyli alfą Cronbacha dla pozycji dychotomicznych. W przykładzie KR-20 = .82, 95% CI [.77, .85]. Korelacje pozycji z resztą skali wynosiły od .40 (telefon) do .63 (posiłki). Siriwardhana i in. (2018) uzyskali w adaptacji syngaleskiej alfę .91, a analizy czynnikowe potwierdziły jednowymiarowość skali. ICC wyniku ogólnego dla par oceniających wahało się tam od .57 do .91. Według strony HIGN w pierwotnym badaniu rzetelność między oceniającymi wyniosła 0.85, ale oceniono tylko 12 osób (Coyne, b.d.).

Danych o właściwościach pomiarowych jest mało. Sikkes i in. (2009) przejrzeli 12 kwestionariuszy (I)ADL stosowanych w demencji. Skala Lawtona otrzymała tylko jedną ocenę pozytywną, a dla ponad połowy kryteriów jakości brakowało informacji. Jeśli dwie osoby oceniają tych samych pacjentów, policz zgodność: kappę Cohena dla dziedzin i ICC dla wyniku ogólnego. Procedurę opisuje wpis o zgodności sędziów.

Jak opisać skalę Lawtona w pracy

Pierwszy wzór opisuje narzędzie, a drugi wyniki. W nawiasach kwadratowych uzupełnij dane własnego badania. Budowę takiego akapitu omawia wzór opisu narzędzia badawczego.

# B166 – Skala Lawtona (IADL): wynik 0–8, wersja historyczna dla mężczyzn (5 dziedzin),
# wynik skorygowany o czynności nigdy niewykonywane, rzetelność i porównanie grup (dane symulowane, set.seed(1661)).
# 180 osób w wieku 65+ z poradni geriatrycznej; 8 dziedzin oceniono jako 1 = samodzielnie, 0 = z pomocą / niezdolna(-y),
# 9 = nigdy nie wykonywał(a) tej czynności (odpowiedź dodana jak u Dufournet i in., 2021; nie ma jej w wersji oryginalnej).
suppressPackageStartupMessages({ library(psych) })
set.seed(1661)
n <- 180
dziedziny <- c("telefon", "zakupy", "posilki", "dom", "pranie", "transport", "leki", "finanse")
plec <- factor(sample(c("kobieta", "mezczyzna"), n, replace = TRUE, prob = c(.62, .38)), levels = c("kobieta", "mezczyzna"))
mci <- factor(rbinom(n, 1, .35), levels = 0:1, labels = c("bez MCI", "MCI"))
theta <- rnorm(n, 1.0, 1.1) - 1.3 * (mci == "MCI")
trudnosc <- c(-1.6, 0.3, -0.2, 0.2, -0.3, 0.4, -0.9, 0.1)
samodz <- sapply(trudnosc, function(b) as.integer(theta + rnorm(n, 0, 0.8) > b))
# prawdopodobieństwo „nigdy nie wykonywał(a)” – wyższe u mężczyzn w trzech czynnościach domowych
p_nigdy_m <- c(.01, .05, .30, .25, .30, 0, .02, .12)
p_nigdy_k <- c(.01, .01, .01, .01, .01, 0, .01, .10)
nigdy <- sapply(seq_along(dziedziny), function(j) rbinom(n, 1, ifelse(plec == "mezczyzna", p_nigdy_m[j], p_nigdy_k[j])))
odp <- ifelse(nigdy == 1, 9L, samodz)
colnames(odp) <- dziedziny
dane <- data.frame(id = 1:n, plec, mci, odp)
write.csv(dane, "../iadl-dane-przyklad.csv", row.names = FALSE)

# Krok 1. Kontrola kodów i odsetek „nigdy” w każdej dziedzinie według płci
all(as.matrix(dane[, dziedziny]) %in% c(0, 1, 9))
round(100 * sapply(dziedziny, function(d) tapply(dane[[d]] == 9, dane$plec, mean)), 1)
table(dane$plec)

# Krok 2. Wynik zwykły 0–8: „nigdy” liczone jak 0 (tak traktuje je wersja bez tej odpowiedzi)
X <- as.matrix(dane[, dziedziny]); X01 <- ifelse(X == 1, 1, 0)
dane$IADL8 <- rowSums(X01)
# Krok 3. Wersja historyczna dla mężczyzn: bez posiłków, prac domowych i prania (0–5);
#         tu liczona u wszystkich, żeby porównać płcie na tej samej skali
piec <- setdiff(dziedziny, c("posilki", "dom", "pranie"))
dane$IADL5 <- rowSums(X01[, piec])
# Krok 4. Wynik skorygowany C-IADL = wynik / (8 − a) × 8, a = liczba czynności „nigdy” (bez transportu; Dufournet i in., 2021)
a <- rowSums(X[, setdiff(dziedziny, "transport")] == 9)
dane$CIADL <- dane$IADL8 / (8 - a) * 8
c(osoby_z_co_najmniej_1_nigdy = sum(a > 0), proc = round(100 * mean(a > 0), 1))
round(100 * tapply(a > 0, dane$plec, mean), 1)

# Krok 5. Statystyki opisowe według płci w trzech wersjach (także jako % maksimum)
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))
for (w in c("IADL8", "IADL5", "CIADL")) { cat(w, "\n"); print(round(do.call(rbind, tapply(dane[[w]], dane$plec, opis)), 2)) }
maks <- c(IADL8 = 8, IADL5 = 5, CIADL = 8)
proc_maks <- sapply(names(maks), function(w) tapply(100 * dane[[w]] / maks[w], dane$plec, mean))
round(proc_maks, 1)

# Krok 6. Kobiety vs mężczyźni w każdej wersji: test Manna–Whitneya i r rangowo-dwuseryjne
porownaj <- function(y, g) {
  wt <- wilcox.test(y ~ g, exact = FALSE)
  n1 <- sum(g == levels(g)[1]); n2 <- sum(g == levels(g)[2])
  c(U = unname(wt$statistic), p = wt$p.value, r_rb = 2 * unname(wt$statistic) / (n1 * n2) - 1)
}
round(t(sapply(c("IADL8", "IADL5", "CIADL"), function(w) porownaj(dane[[w]], dane$plec))), 3)

# Krok 7. Rzetelność: KR-20 (alfa dla pozycji 0–1) dla wersji 0–8
kr20 <- psych::alpha(X01, warnings = FALSE)
round(c(KR20 = kr20$total$raw_alpha, lo = kr20$feldt$lower.ci[[1]], hi = kr20$feldt$upper.ci[[1]]), 2)
round(kr20$item.stats$r.drop, 2)

# Krok 8. Sufit i podłoga w wersji 0–8
round(100 * c(wynik_8 = mean(dane$IADL8 == 8), wynik_0 = mean(dane$IADL8 == 0)), 1)
round(100 * tapply(dane$IADL8 == 8, dane$mci, mean), 1)

# Krok 9. Hipoteza: osoby z MCI mają niższy wynik IADL (0–8, wszystkie dziedziny u obu płci)
table(dane$mci)
round(do.call(rbind, tapply(dane$IADL8, dane$mci, opis)), 2)
wt <- wilcox.test(IADL8 ~ mci, data = dane, exact = FALSE, conf.int = TRUE)
n1 <- sum(dane$mci == "bez MCI"); n2 <- sum(dane$mci == "MCI")
round(c(U = unname(wt$statistic), r_rb = 2 * unname(wt$statistic) / (n1 * n2) - 1, HL = unname(wt$estimate),
        lo = wt$conf.int[1], hi = wt$conf.int[2]), 2)
format.pval(wt$p.value, digits = 3)
# Analiza wrażliwości: to samo na wyniku skorygowanym C-IADL
wt2 <- wilcox.test(CIADL ~ mci, data = dane, exact = FALSE)
round(c(U = unname(wt2$statistic), r_rb = 2 * unname(wt2$statistic) / (n1 * n2) - 1), 2)
format.pval(wt2$p.value, digits = 3)

[1] TRUE
          telefon zakupy posilki  dom pranie transport leki finanse
kobieta       0.8    0.8     0.0  1.7    0.8         0  1.7    10.0
mezczyzna     0.0    0.0    21.7 26.7   18.3         0  1.7    16.7

  kobieta mezczyzna 
      120        60 
osoby_z_co_najmniej_1_nigdy                        proc 
                       52.0                        28.9 
  kobieta mezczyzna 
     15.8      55.0 
IADL8 
             M   SD Me   Q1 Q3
kobieta   5.32 2.47  6 3.75  8
mezczyzna 4.92 2.29  5 3.00  7
IADL5 
             M   SD Me   Q1 Q3
kobieta   3.39 1.46  4 2.75  5
mezczyzna 3.35 1.45  4 2.00  5
CIADL 
             M   SD   Me   Q1 Q3
kobieta   5.44 2.50 6.00 3.86  8
mezczyzna 5.55 2.53 6.67 3.86  8
          IADL8 IADL5 CIADL
kobieta    66.6  67.8  68.1
mezczyzna  61.5  67.0  69.4
           U     p   r_rb
IADL8 4042.5 0.175  0.123
IADL5 3672.5 0.823  0.020
CIADL 3520.0 0.806 -0.022
KR20   lo   hi 
0.82 0.77 0.85 
[1] 0.40 0.57 0.63 0.61 0.52 0.60 0.48 0.48
wynik_8 wynik_0 
   22.2     3.9 
bez MCI     MCI 
   31.2     7.4 

bez MCI     MCI 
    112      68 
           M   SD  Me Q1 Q3
bez MCI 5.96 2.15 6.5  5  8
MCI     3.93 2.30 4.0  2  6
      U    r_rb      HL      lo      hi 
5674.50    0.49    2.00    1.00    3.00 
[1] "2.57e-08"
      U    r_rb 
5736.50    0.51 
[1] "7.07e-09"

Najczęstsze błędy przy skali Lawtona

• Brak informacji o wersji punktacji. Wynik 0–8, wersja 0–5 dla mężczyzn i punktacja wielokategorialna to różne skale. Podaj wersję i zakres.
• Porównanie płci w wersji historycznej bez przeliczenia. Wyniku 0–5 nie porównuj wprost z wynikiem 0–8.
• Zero za czynność nigdy niewykonywaną bez komentarza. Zapisuj tę odpowiedź osobno i sprawdź wniosek na wyniku C-IADL.
• Progi „niesamodzielności” bez źródła. Cytowane źródła ich nie podają, więc nie wymyślaj ich i nie przepisuj z nieznanych stron.
• Średnia i test t jako jedyna analiza przy wyniku z dziewięcioma wartościami i sufitem. Podaj mediany i IQR.
• Brak informacji, kto udzielał odpowiedzi. Samoopis i relacja opiekuna mogą dawać różne wyniki.
• Jedna suma z ADL i IADL. Podaj osobne wyniki skali Lawtona i np. indeksu Barthel.

Więcej przykładów analiz skal klinicznych znajdziesz w poradniku statystyka w pracy z pielęgniarstwa, a inną skalę dla osób starszych opisuje wpis o GDS-15. Jeśli chcesz sprawdzić kodowanie i analizę skali Lawtona w swojej pracy, możesz skorzystać z oferty analizy statystyczne dla studentów. Wyniki musisz jednak rozumieć i umieć obronić samodzielnie.

Najczęstsze pytania

Jak policzyć wynik skali Lawtona IADL?

Każdą z ośmiu dziedzin oceń według najwyższego poziomu funkcjonowania i przypisz 1 (samodzielnie) albo 0 (zależnie) według klucza formularza, a potem zsumuj. Wynik ma zakres 0–8, a wyższy oznacza większą samodzielność (Coyne, b.d.; Siriwardhana i in., 2018).

Dlaczego mężczyźni mają w skali Lawtona wynik 0–5?

W pierwotnej wersji u mężczyzn pomijano przygotowywanie posiłków, prace domowe i pranie, więc ich wynik miał zakres 0–5. Według strony Hartford Institute for Geriatric Nursing obecnie zaleca się ocenę wszystkich ośmiu dziedzin u obu płci (Coyne, b.d.). W pracy podaj, którą wersję przyjęto.

Co zrobić, gdy pacjent nigdy nie wykonywał czynności ze skali IADL?

Zapisz tę odpowiedź osobnym kodem, zamiast od razu wpisywać 0. Dufournet i in. (2021) proponują wynik skorygowany C-IADL = wynik / (8 − a) × 8, gdzie a to liczba czynności nigdy niewykonywanych. Policz go jako analizę wrażliwości.

Czy skala Lawtona ma punkt odcięcia niesamodzielności?

W cytowanych źródłach nie ma uzgodnionego progu, a strona HIGN podaje tylko krańce skali: 0 to zależność, 8 to samodzielność. Jeśli używasz kategorii, wskaż publikację, z której pochodzą, i nazwij je umownymi. W analizach używaj wyniku liczbowego.

Jak policzyć rzetelność skali IADL Lawtona?

Dziedziny są punktowane 0–1, więc spójność wewnętrzną liczysz współczynnikiem KR-20, czyli alfą dla pozycji dychotomicznych. Gdy oceniają dwie osoby, policz kappę dla dziedzin i ICC dla wyniku ogólnego. W adaptacji syngaleskiej alfa wyniosła .91 (Siriwardhana i in., 2018).

Powiązane hasła

Przeczytaj też

@misc{coynendlawton, author={Coyne, Robin}, title={{The Lawton Instrumental Activities of Daily Living (IADL) Scale (Try This: General Assessment Series, Issue 23)}}, publisher={Hartford Institute for Geriatric Nursing}, url={https://hign.org/consultgeri/try-this-series/lawton-instrumental-activities-daily-living-iadl-scale}}

@article{dufournet2021proposition, author={Dufournet, Marine and Moutet, Claire and Achi, Sarah and Delphin-Combe, Floriane and Krolak-Salmon, Pierre and Dauphinot, Virginie}, title={{Proposition of a corrected measure of the Lawton instrumental activities of daily living score}}, journal={BMC Geriatrics}, year={2021}, volume={21}, eid={39}, url={https://doi.org/10.1186/s12877-020-01995-w}}

@article{graf2008lawton, author={Graf, Carla}, title={{The Lawton Instrumental Activities of Daily Living Scale}}, journal={American Journal of Nursing}, year={2008}, volume={108}, number={4}, pages={52--62}, doi={10.1097/01.naj.0000314810.46029.74}}

@article{lawton1969assessment, author={Lawton, M. Powell and Brody, Elaine M.}, title={{Assessment of older people: Self-maintaining and instrumental activities of daily living}}, journal={The Gerontologist}, year={1969}, volume={9}, number={3 Part 1}, pages={179--186}, doi={10.1093/geront/9.3_part_1.179}}

@article{mlinac2016assessment, author={Mlinac, Michelle E. and Feng, Michelle C.}, title={{Assessment of activities of daily living, self-care, and independence}}, journal={Archives of Clinical Neuropsychology}, year={2016}, volume={31}, number={6}, pages={506--516}, doi={10.1093/arclin/acw049}}

@article{sikkes2009systematic, author={Sikkes, Sietske A. M. and de Lange-de Klerk, Elly S. M. and Pijnenburg, Yolande A. L. and Scheltens, Philip and Uitdehaag, Bernard M. J.}, title={{A systematic review of Instrumental Activities of Daily Living scales in dementia: Room for improvement}}, journal={Journal of Neurology, Neurosurgery \& Psychiatry}, year={2009}, volume={80}, number={1}, pages={7--12}, doi={10.1136/jnnp.2008.155838}}

@article{siriwardhana2018cross, author={Siriwardhana, Dhammika Deepani and Walters, Kate and Rait, Greta and Bazo-Alvarez, Juan Carlos and Weerasinghe, Manuj Chrishantha}, title={{Cross-cultural adaptation and psychometric evaluation of the Sinhala version of Lawton Instrumental Activities of Daily Living Scale}}, journal={PLOS ONE}, year={2018}, volume={13}, number={6}, eid={e0199820}, doi={10.1371/journal.pone.0199820}}

@article{vittengl2006comparative, author={Vittengl, Jeffrey R. and White, Carla N. and McGovern, Robert J. and Morton, Barbara J.}, title={{Comparative validity of seven scoring systems for the instrumental activities of daily living scale in rural elders}}, journal={Aging \& Mental Health}, year={2006}, volume={10}, number={1}, pages={40--47}, doi={10.1080/13607860500307944}}