COPD Assessment Test (CAT)

Klinisk bakgrunn

COPD Assessment Test (CAT) ble utviklet for å dekke behovet for et kort, validert og pasientadministrert spørreskjema som kvantifiserer hvordan KOLS påvirker helsestatus i rutinemessig klinisk arbeid. Etablerte skjemaer for helserelatert livskvalitet, framfor alt St George's Respiratory Questionnaire (SGRQ), gir gyldige anslag, men er for komplekse til daglig klinisk bruk. CAT gir et raskt tall som kan brukes både til tverrsnittsvurdering og til oppfølging av endring over tid, og som letter kommunikasjonen mellom pasient og lege om hvor alvorlige symptomene er [1].

Instrumentet tjener to hovedbeslutninger: å gradere symptombyrden for GOLD-gruppering av pasienten (A/B/C/D, eller A/B/E i nyere terminologi) og å følge effekten av intervensjoner, først og fremst lungerehabilitering og medikamentell behandling. Beslutningen er vanskelig uten et strukturert instrument, ettersom symptomene ved KOLS er subjektive og flerdimensjonale, og pasientens egen vurdering ofte avviker fra det objektive lungefunksjonsmålinger viser.

Beregning av COPD Assessment Test

CAT består av åtte likestilte spørsmål, hvert med en seksdelt Likert-skala fra 0 til 5. Totalskåren er summen av de åtte delspørsmålene:

$$\text{CAT} = \sum_{i=1}^{8} x_i, \quad x_i \in {0, 1, 2, 3, 4, 5}$$

Intervallet er 0 til 40. De åtte spørsmålene dekker hoste, slim, trykkfølelse i brystet, tungpust i motbakke eller trapper, begrensning av aktiviteter hjemme, trygghet ved å forlate hjemmet, søvnkvalitet og energi. Spørsmål 1 til 4 fanger respiratoriske symptomer, spørsmål 5 til 8 fanger hvordan sykdommen påvirker dagliglivet.

Utledningsstudien ble gjennomført i tre prospektive internasjonale studier i Europa og USA med i alt 1 503 pasienter med KOLS [1]. Fra 21 kandidatspørsmål identifisert gjennom kvalitativ forskning ble åtte valgt ut ved psykometrisk analyse og Rasch-analyse, slik at de dannet en endimensjonal modell. Den interne konsistensen var utmerket (Cronbachs alfa 0,88), test-retest-reliabiliteten hos stabile pasienter (n = 53) var god (intraklassekorrelasjonskoeffisient 0,80), og korrelasjonen med SGRQ-C i den amerikanske kohorten var r = 0,80. Forskjellen mellom stabile pasienter (n = 229) og pasienter med eksaserbasjon (n = 67) var 5 poeng på den 40-delte skalaen (12 prosent, p < 0,0001) [1].

Tolkning i praksis

Kalkulatoren bruker fire bånd for totalskåren:

En endring på ≥ 2 poeng anses klinisk betydningsfull. Denne terskelverdien ble fastsatt i en prospektiv studie av Kon m.fl. med tre delstudier (lungerehabilitering, eksaserbasjon og stabile pasienter, i alt over 900 pasienter med parvise CAT-målinger), der ROC-analyse konsekvent identifiserte 2 poeng som den minste klinisk viktige endringen [2]. En systematisk oversikt av Gupta m.fl., som inkluderte 36 studier, fant at gjennomsnittlig reduksjon ved lungerehabilitering var 2,2 til 3 poeng, og at skåren økte med gjennomsnittlig 4,7 poeng ved eksaserbasjon [3].

Praktisk gjennomføring og vanlige fallgruver

CAT er et pasientadministrert skjema. Pasienten skal fylle det ut selv, helst på venterommet før konsultasjonen, uten at helsepersonell leser opp spørsmålene eller tolker dem underveis. Blir svarene formidlet gjennom en tredjeperson, måler skjemaet noe annet enn det er validert for.

En baselineverdi bør registreres i stabil fase, ikke under eller rett etter en eksaserbasjon, ettersom skåren da er forbigående forhøyet med flere poeng. Skal endring over tid vurderes, må målingene gjøres under sammenliknbare forhold, og aller helst på samme måte hver gang (papir eller digitalt).

CAT og mMRC er ikke utbyttbare. Korrelasjonen mellom dem er bare moderat, og en pasient kan ha mMRC 1 og CAT over 20 fordi hoste, slim og søvn bidrar til CAT, men ikke til mMRC. Når GOLD-gruppen bestemmes, bør det framgå av journalen hvilket av instrumentene som ble brukt.

CAT er opphavsrettslig beskyttet og utviklet med støtte fra GlaxoSmithKline. Skjemaet er fritt tilgjengelig for klinisk bruk i validerte oversettelser, blant annet på norsk, men ordlyden skal ikke endres lokalt, siden en omformulert versjon ikke lenger er den validerte.

Validering og ytelse

Den systematiske oversikten av Gupta m.fl. (36 studier, 45 til 6 469 pasienter per studie, gjennomsnittsalder 56 til 73 år, FEV1 39 til 98 prosent av forventet) bekrefter måleegenskapene til CAT på tvers av en bred pasientpopulasjon [3]. Den interne konsistensen lå mellom 0,85 og 0,98, test-retest-reliabiliteten mellom 0,80 og 0,96. Konvergent validitet mot SGRQ-C var r = 0,69 til 0,82, mot CCQ r = 0,68 til 0,78, og mot mMRC r = 0,29 til 0,61. Longitudinell validitet (korrelasjonen mellom endring i CAT og endring i referanseinstrumentet) var r = 0,63 mot SGRQ-C og r = 0,60 mot CCQ [3].

I en poolet analyse av 41 kohorter med i alt 18 577 pasienter med KOLS undersøkte Smid m.fl. hvilken CAT-terskel som kalibrerte best mot mMRC ≥ 2 for å definere høy symptombyrde i GOLD-klassifiseringen [4]. Den optimale terskelen etter ROC-analyse og Youdens indeks var 18 poeng, ikke 10. Å senke grensen til 18 ville imidlertid reklassifisere omkring en tredjedel av pasientene og dermed påvirke behandlingsanbefalingene. Forfatterne understreker at resultatene må valideres prospektivt. Kalkulatoren bruker, i tråd med gjeldende anbefaling fra GOLD, grensen 10.

I COSYCONET-kohorten (2 509 pasienter med KOLS, GOLD-grad 1 til 4) analyserte Alter m.fl. hvor godt CAT-totalskår og enkeltspørsmål predikerte mortalitet, eksaserbasjonsrisiko og komorbiditet [5]. CAT-totalskåren var signifikant assosiert med mortalitet bare hos ikke-røykere (p < 0,01), mens assosiasjonen manglet hos dem som røykte, fordi enkeltspørsmål gikk i motsatt retning og utjevnet hverandre i summen. For eksaserbasjonsrisiko var totalskåren like informativ hos røykere og ikke-røykere. En telehelsekohort (40 pasienter, ukentlig CAT-måling i opptil ett år) viste at en positiv stigning i CAT over tid var assosiert med 8 prosent økt eksaserbasjonsrisiko per poeng (hasardratio 1,08, 95 prosent KI 1,03 til 1,13) [6].

En mindre studie av Correa-Gutiérrez m.fl. (50 pasienter innlagt for alvorlig KOLS-eksaserbasjon) fant at medianøkningen i CAT ved eksaserbasjon sammenliknet med stabil fase var 9 poeng (IQR 5 til 15) [7]. Pasientene med størst CAT-økning (tredje tertil) hadde signifikant tidligere nytt besøk i akuttmottak og ny innleggelse, men ingen forskjell i mortalitet under oppfølgingen (median 25 måneder).

Begrensninger

CAT måler symptombyrde, ikke lungefunksjon eller eksaserbasjonsrisiko isolert. Skjemaet skal ikke brukes som eneste grunnlag for å stille diagnose eller for å vurdere alvorlighetsgraden av lungefunksjonsnedsettelsen. FEV1 og CAT korrelerer bare moderat, og en pasient med alvorlig obstruksjon kan ha lav CAT-skår, og omvendt.

Instrumentet er ikke validert for andre lungesykdommer enn KOLS. En studie av Suzuki m.fl. viste at CAT kan fungere som symptomvurdering også ved progressiv fibroserende interstitiell lungesykdom, men det er ikke den tilsiktede bruken, og valideringen er begrenset [8].

En læringseffekt er observert: i telehelsekohorten viste 18 prosent av pasientene en signifikant læringsfase under de fem første utfylte skjemaene før resultatene ble pålitelige [6]. Det innebærer at en første CAT-måling kan være misvisende, og at en ny måling etter en kort periode kan gi en mer representativ verdi.

MCID på 2 poeng er omdiskutert. En systematisk oversikt med triangulering av Alma m.fl. fant en triangulert MCID på 2,54 poeng for bedring, noe høyere enn den konvensjonelle grensen på 2 [9]. En eksplorativ studie fra samme gruppe viste at MCID varierte med utgangsskår, studiekontekst og pasientkarakteristika: anslagene for bedring og forverring strakte seg fra 0,50 til 6,30 poeng for CAT, avhengig av undergruppe [10]. Dette taler for at en fast grense på 2 poeng er en grov tilnærming, og at tolkningen av en endring bør ta hensyn til pasientens utgangspunkt.

Hos pasienter som røyker, kan enkeltspørsmål i CAT gå i motsatt retning og dermed skjule assosiasjoner som totalskåren ellers ville fanget, særlig når det gjelder mortalitet og emfysem [5]. Dette er en metodologisk begrensning i måten summen beregnes på, ikke en feil i instrumentet, men det innebærer at totalskåren kan være vanskeligere å tolke hos pasienter som røyker.

Kilder

1. Jones PW m.fl. Development and first validation of the COPD Assessment Test. Eur Respir J 2009. PMID: 19720809
2. Kon SS m.fl. Minimum clinically important difference for the COPD Assessment Test: a prospective analysis. Lancet Respir Med 2014. PMID: 24621681
3. Gupta N m.fl. The COPD assessment test: a systematic review. Eur Respir J 2014. PMID: 24993906
4. Smid DE m.fl. Redefining cut-points for high symptom burden of the GOLD classification in 18,577 patients with COPD. J Am Med Dir Assoc 2017. PMID: 29169740
5. Alter P m.fl. Unravelling the information contained in the single items of the COPD Assessment Test for different outcomes and smoking status in patients with COPD: results from COSYCONET. Int J Chron Obstruct Pulmon Dis 2024. PMID: 39655060
6. Rassouli F m.fl. Longitudinal change of COPD Assessment Test (CAT) in a telehealthcare cohort is associated with exacerbation risk. Int J Chron Obstruct Pulmon Dis 2017. PMID: 29123387
7. Correa-Gutiérrez CA m.fl. COPD Assessment Test score deterioration as a predictor of long-term outcomes in patients hospitalised for COPD exacerbation. J Clin Med 2025. PMID: 40004798
8. Suzuki A m.fl. Performance of the COPD Assessment Test in patients with connective tissue disease-associated interstitial lung disease. Respir Med 2019. PMID: 30961943
9. Alma H m.fl. Clinically relevant differences in COPD health status: systematic review and triangulation. Eur Respir J 2018. PMID: 30139774
10. Alma H m.fl. Baseline health status and setting impacted minimal clinically important differences in COPD: an exploratory study. J Clin Epidemiol 2019. PMID: 31362055