Domain : Participation

Activity Card Sort (ACS)

Évidences révisées en date du 06-04-2011
Auteur(s)* : Annabel McDermott
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Réviseur expert : Professeur Carolyn Baum
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche

But

L’Activity Card Sort (ACS) est un outil administré par entrevue, utilisé pour mesurer la participation dans les activités instrumentales, de loisir et sociales. L’ACS peut être utilisé pour obtenir de l’information concernant les patrons d’activités des clients, afin de supporter le développement de routines, et la participation dans des activités significatives.

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

L’Activity Card Sort (ACS) mesure la performance occupationnelle d’un individu. L’ACS a été originellement développé en 1995 par Baum en réponse au besoin de mesurer l’engagement dans les activités chez les personnes âgées avec la maladie d’Alzheimer (Eriksson et al., en presse ; Schreuer, Rimmerman & Sachs, 2006). L’ACS a été révisé par Baum et Edwards en 2001 afin d’inclure plus d’activités chez une population plus large de personnes âgées, dans une variété de contextes. L’outil peut être utilisé pour observer le changement dans la participation au fil du temps, afin de comparer l’engagement pré morbide dans les activités avec la participation actuelle (Baum, Perlmutter & Edwards, 2000 ; Hartman-Maeir, Soroker, Ring, Avni & Katz, 2007). L’ACS est utile pour l’évaluation initiale, pour l’établissement de buts, la planification d’interventions ou encore pour monitorer les activités suivant l’arrivée d’une maladie (Albert, Bear-Lehman & Burkhardt, 2009 ; Chan, Chung & Packer, 2006 ; Packer, Boshoff & DeJonge, 2008).

L’ACS fournit également de l’information concernant certains facteurs tels que :

  • Création d’un historique occupationnel.
  • Enregistrement des changements dans la participation, causés par un problème de santé chronique, un AVC ou le vieillissement.

L’ACS ne fournit pas d’informations concernant :

  • Le temps passé à s’engager dans des activités.
  • La fréquence de participation.
  • Les interactions sociales durant la participation dans les activités.
  • La difficulté expérimentée durant la performance d’une activité.

(Baum et al., 2000 ; Katz, Karpin, Lak, Furman & Hartman-Meier, 2003)

Versions disponibles

L’Activity Card Sort, 2e édition, a trois versions :

  • La version pour la vie en communauté, pour les individus âgés vivant dans la communauté.
  • La version institutionnelle, pour les individus à l’hôpital, un hôpital de réadaptation ou encore un centre de soins infirmiers.
  • Une version de rétablissement pour les adultes âgés se rétablissant d’une blessure ou d’une maladie.

Chaque version utilise le même groupe de photographies, mais utilise des stratégies de classement différentes (Chan et al., 2006 ; Packer et al., 2008). L’ACS original a été modifié pour fonctionner avec les populations de Hong Kong, d’Israel, de Puerto Rico, des Pays-Bas, de Corée, de Singapore et d’Australie (Chan et al., 2006 ; Erickkson et al., in press ; Katz et al., 2003 ; Packer et al., 2008). Une liste à cocher a aussi été créée (Everard, Lach, Fisher & Baum, 2000).

Des versions alternatives de l’ACS ont été utilisées pour la recherche et à des fins cliniques (Erickkson et al., Katz et al., 2003).

La version institutionnelle est utile pour développer des buts d’intervention avec un client. La version de rétablissement peut être utilisée pour monitorer le changement dans l’activité (Law, Baum & Dunn, 2005).

Caractéristiques de l’outil

Items :

L’ACS utilise une méthodologie de classement pour évaluer la participation aux activités. La version originale de l’ACS consistait en photographies d’adultes performant une variété d’activités sociales, instrumentales et de loisirs. L’Activity Card Sort, 2e édition (Baum & Edwards, 2001, 2008) consiste en 89 activités dont des activités instrumentales, de loisirs avec peu de demandes physiques, de loisirs avec un haut niveau de demande physique et des domaines sociaux de l’occupation humaine.

Les individus doivent classer les photos selon leur engagement dans chaque activité. Les catégories de classement varient selon la version utilisée :

Version de la personne âgée en santé :

  • Activité qui n’a jamais été pratiquée.
  • Activité qui n’a jamais été pratiquée en tant que personne âgée.
  • Activité qui est pratiquée en ce moment.
  • Activité qui est moins pratiquée qu’auparavant.
  • Activité qui a été abandonnée.

Version institutionnelle :

  • Activité qui était pratiquée avant la maladie.
  • Activité qui n’est pas pratiquée.

Version de rétablissement :

  • Activité qui n’était pas pratiquée avant la maladie ou la blessure.
  • Activité qui est toujours pratiquée malgré la blessure ou la maladie.
  • Activité qui est moins pratiquée depuis la blessure ou la maladie.
  • Activité qui a été abandonnée depuis la maladie ou la blessure.
  • Activité qui a été recommencée à être pratiquée (Baum & Edwards, 2008 ; Law et al., 2005).

Descriptions des tâches :

Le participant regarde les photographies qui montrent un individu performant une activité et il classe ces photographies en des groupes qui représentent son propre niveau d’engagement dans l’activité. Suivant l’usage traditionnel de la mesure, le clinicien peut ensuite aider l’individu à identifier les cinq activités les plus importantes à partir de la liste et à explorer les facteurs qui limitent l’engagement de l’individu dans ces activités, afin de faciliter l’établissement de buts et la planification d’intervention (Chan et al., 2006).

Que considérer avant de commencer :

L’ACS peut être utilisé avec le donneur de soin de l’individu, lorsque des difficultés cognitives sont présentes (Baum et al., 2000 ; Katz et al., 2003).

Cotation et interprétation des scores :

L’individu classe les cartes en catégories, qui varient selon la version utilisées (voir ci-dessus). Le clinicien calcule le score d’activités retenues en divisant la somme totale des activités actuelles par la somme totale d’activités passées :

Activités actuelles/activités passées = Score d’activité retenue

Le score d’activité retenu est entre 0 et 100 et reflète donc le pourcentage d’activités que la personne pratique au moment du test, comparativement à l’engagement pré-morbide (Hartman-Maeir et al, 2003, 2007). Un score plus haut reflète un meilleur maintien des activités pré-AVC (Edwards et al., 2006). Un score de 100 indique que l’individu s’est réengagé dans toutes les activités pré-morbides alors qu’un score de 0 indique que l’individu ne s’est réengagé dans aucune activité pré-morbide et qu’il n’a pas introduit de nouvelle activité dans sa vie quotidienne (Lyons, Li, Tosteson, Meehan & Ahles, 2010). La quantité d’activités que l’individu a abandonné est calculée comme l’inverse du score d’activité retenu :

1 – Score d’activité retenu x 100 = Perte d’activités

Temps d’administration requis :

L’ACS nécessite approximativement 20 à 30 minutes à administrer.

Formation requise :

L’ACS peut être utilisé par des ergothérapeutes. Aucune formation spéciale n’est requise.

Sous-échelles :

Non-applicable.

Équipement :

En plus des photographies, l’ACS inclut :

  • Une description du test et de la méthodologie.
  • Une description du développement, de la validation et de la fidélité.
  • Les instructions d’administration et de cotation.
  • Des exemples de l’utilité du test.
  • Les références.

Des échantillons de formulaires faciles à utiliser sur CD-ROM.

Versions alternatives de l’ACS

Everard et al. (2000) ont développé une liste de vérification modifiée de l’ACS. L’Activity Checklist contient 55 items dans les quatre domaines d’activités, soit les activités instrumentales, sociales, de loisirs à faibles demandes physiques et de loisirs à hautes demandes physiques. L’Activity Checklist rassemble de l’information concernant le maintien et l’engagement dans les activités en utilisant les catégories suivantes : (i) n’a jamais fait cette activité ; (ii) a abandonné l’activité (iii) fait l’activité moins souvent ; ou (iv) fait l’activité actuellement (Edwards, Hahn & Dromerick, 2005). La fréquence de participation et le besoin d’assistance sont aussi notés.

Katz et al. (2003) ont développé une version de l’ACS qui convient à la population israélienne. Cette version contient 88 cartes avec des photos qui représentent différents groupes ethniques. Deux activités de la version originales ont été retirées et huit activités culturellement pertinentes ont été ajoutées. Les activités sont organisées dans quatre domaines, soit les activités instrumentales de la vie quotidienne (21 images), les activités sociales et culturelles (21 images), les activités de loisirs à faibles demandes physiques (27 images) et les activités de loisirs à hautes demandes physiques (9 images).

Packer et al. (2008) ont développé une version de l’ACS qui convient à la population australienne. L’ACS-Australie inclue 82 activités, dont 12 qui sont uniques à la version australienne. Les activités sont organisées selon trois domaines, soit les activités domestiques (12 activités), les activités sociales/éducationnelles (24 activités) et les activités de loisirs (46 activités).

Chan et al. (2006) ont développé une version de l’ACS qui convient à la population chinoise âgée de Hong Kong.

Orellano (2008) a développé une version de l’ACS pour la population portoricaine, qui comprend 82 cartes d’activités pertinentes pour le mode de vie portoricain.

Des versions de l’ACS ont aussi été développées pour la Corée, Singapour et les Pays-Bas, qui incluent respectivement 79, 85 et 79 activités (Eriksson et al.,).

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Les individus âgés en santé (Erickkson et al., en presse).
  • Les adultes âgés faisant face à des transitions dues à des incapacités (Albert et al., 2009).
  • Les individus avec la maladie d’Alzheimer (Baum et al., 2000).
  • Les individus avec la sclérose en plaques (Katz et al., 2003).
  • Les individus venant de subir une transplantation de cellules souches (Lyons et al., 2010).
  • Les individus ayant subi une perte cognitive ou avec de la démence (Baum, 1995 ; Erickkson et al., en presse ; Law et al., 2005).
  • Les individus ayant le cancer (Erickkson et al., in press).
  • Les individus avec un trouble anxieux post-traumatique (Erickkson et al., en presse).
  • Les individus avec des difficultés au niveau du langage (Law et al., 2005).
  • Les individus avec un langage anglais limité (Law et al., 2005).
  • Le donneur de soin ou un membre de la famille du patient (Law et al., 2005).

L’ACS peut être adapté pour l’usage avec différentes cultures en modifiant les images afin qu’elles deviennent plus pertinentes culturellement, tout en gardant la méthodologie de la mesure (Katz et al., 2003).

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • N/A

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Langages de la mesure

  • Anglais
  • Hébreux
  • Espagnol
  • Coréen
  • Chinois
  • Néerlandais

L’ACS a été validé pour l’utilisation aux États-Unis, en Israël, en Australie, à Hong Kong, à Singapour, à Puerto Rico et en Corée (Erickkson et al., en presse).

Sommaire

Que mesure l’outil ? La participation dans les activités
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Les individus âgés qui ont expérimenté un changement dans leur participation aux activités, dû à l’arrivée d’une maladie.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? C’est un outil d’évaluation. L’ACS peut également être utilisé pour déterminer des buts et pour observer la participation aux activités, telle une mesure du fonctionnement et du bien-être au fil du temps.
Temps d’administration requis 20 – 30 minutes
Versions ACS Version communautaire (États-Unis)
ACS Version institutionnelle (États-Unis)
ACS Version de rétablissement (États-Unis)
Liste de vérification des activités (États-Unis)
ACS (Version israélienne)
ACS – Australie
ACS – Hong Kong
ACS – Coréenn
ACS – Portoricain
ACS – Singapour
ACS – Pays-Bas
Autres langues Hébreux, espagnol, coréen, chinois et néerlandais
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
– Deux études ont examiné la cohérence interne de l’ACS (version israélienne) et ont relevé une consistance interne allant de faible à excellente dans différents domaines de la mesure selon une corrélation de Pearson et le coefficient alpha de Cronbach.
– Une étude a relevé une excellente cohérence interne de l’ACS-HK en utilisant le coefficient alpha de Cronbach.
– Une étude a relevé une cohérence interne allant d’adéquate à excellente en utilisant le coefficient alpha de Cronbach.

Test-retest :
– Une étude a indiqué une excellente fidélité test-retest (sur une semaine) de la version américaine de l’ACS.
-Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest de l’ACS (version liste de vérification).
– Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest de l’ACS-HK (sur deux semaines) en utilisant les coefficients de corrélation intra-classes.
– Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest du PR-ACS en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe.

Intra-juge :
Aucune étude n’a examiné la fidélité intra-juge de l’ACS.

Inter-juges :
Aucune étude n’a examiné la fidélité inter-juges de l’ACS.
Validité Contenu :
– La version américaine de l’ACS a été développée en consultation avec deux groupes de personnes âgées vivant aux États-Unis.
– Les versions subséquentes de l’ACS ont été développées en se basant sur la version américaine de l’ACS et/ou à des listes d’activités culturellement pertinentes, des questionnaires ou des sondages d’emploi du temps. Toutes les versions ont été révisées par des comités d’experts de personnes âgées en santé et certaines versions ont aussi été révisées par des professionnels spécialistes de la santé.

Critère :
Concourante :
– Une étude a relevé une excellente validité concourante entre la version américaine de l’ACS et l’ACS (version liste à cocher)
– Une étude a relevé une validité concourante adéquate entre l’ACS (version israélienne) et l’Occupational Questionnaire.
– Une étude a relevé une validité concourante adéquate entre l’ACS-Aus et l’Adelaide Activities Profile.

Prédictive :
Aucune étude n’a documenté d’informations concernant la validité prédictive de l’ACS.

Construit :
Une étude a relevé une validité satisfaisante de l’ACS original pour mesurer l’engagement dans les activités passées, chez un échantillon d’individus avec la maladie d’Alzheimer.

Convergente/Discriminante :
– Deux études ont examiné la validité convergente de la version américaine de l’ACS. Une association significative a été relevé avec le Reintegration to Normal Living Index (RNLI). Des corrélations significatives ont également été relevées avec les facteurs du SF-12.
– Une étude a relevé des corrélations adéquates entre l’ACS-Aus et le Personal Well-being Index (PWI).
– Une étude a relevé d’excellentes corrélations entre l’ACS-HK et la Comprehensive Quality of Life scale (ComQoL).
– Une étude a relevé une excellente validité convergente entre le PR-ACS et la version portoricaine du RAND 36-Short Form Health Survey.

Groupes connus :
– Deux études concernant l’ACS (version israélienne) ont relevé une validité allant de satisfaisante à excellente pour différencier les groupes selon l’âge, la maladie et les rôles dans les carrières. Les études ont également relevé une validité satisfaisante pour identifier les différences entre les groupes de jeunes adultes et de personnes âgées.
– Une étude a relevé une excellente validité de l’ACS-HK pour faire la distinction entre les clients présentant des différentes habiletés fonctionnelles.
– Une étude a relevé une validité satisfaisante du PR-ACS pour faire la distinction entre les clients présentant différents niveaux de fonction.
– Une étude a relevé une validité discriminative satisfaisante de l’ACS-Aus.
Effets plancher/plafond N/A
Sensibilité/spécificité Aucune étude n’a exploré la sensibilité/spécificité de l’ACS.
Est-ce que l’outil est sensible au changement ? L’ACS détecte le changement dans la participation aux activités d’un individu.
Acceptabilité Law et al. (2005) ont noté que la version américaine de l’ACS n’est pas menaçante et est facile à comprendre. Katz et al. (2003) ont noté que l’ACS (version israélienne) est facile à utiliser.
Faisabilité Law et al. (2005) ont noté que la version américaine de l’ACS peut être modifiée pour s’ajuster à une clientèle cible. Katz et al. (2003) ont noté que l’ACS (version israélienne) est pertinent pour les individus avec des difficultés au niveau du langage.
Comment obtenir l’outil ? L’ACS peut être acheté au magasin en ligne de l’AOTA : http://www.aota.org.

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques de l’Activity Card Sort. Douze articles ont été révisés, même si ces études concernent différentes versions de l’ACS.

Fidélité

Cohérence interne :
Katz et al. (2003) ont examiné la cohérence interne de l’ACS (version israélienne) auprès de 263 participants définis en cinq groupes : adultes en bonne santé âgés de 50 à 65 ans (n = 61) ; adultes âgés en bonne santé âgés de plus de 65 ans (n = 61) ; conjoints / aidants de personnes atteintes de la maladie d’Alzheimer (n = 40) ; des personnes atteintes de sclérose en plaques (n = 45) ; et des personnes ayant subi un AVC depuis un an (n = 56). La cohérence interne de l’ACS (version israélienne) a été calculée en utilisant le coefficient alpha de Cronbach et a révélé d’excellentes corrélations avec les Activités de la vie domestique – AVD (α = 0,82) et les activités sociales et culturelles (α = 0,80), mais une faible corrélation avec les activités de loisirs avec peu de demandes physiques (α = 0,66) et les activités de loisirs avec de hautes demandes physiques (α = 0,61). Cependant la cohérence interne s’est avérée adéquate (α = 0,77) lorsque les deux sphères d’activités ont été regroupées ; ce que les auteurs justifient par le grand nombre d’items (52 activités regroupées : 35 activités de loisirs avec peu de demandes physiques et 17 activités de loisirs avec de hautes demandes physiques).

Sachs et Josman (2003) ont examiné les corrélations entre les variables démographiques et les scores moyens de l’ACS (version israélienne) dans deux groupes d’âge de jeunes adultes (moyenne d’âge de 23,3 ans, n = 53) et de personnes âgées (moyenne d’âge de 78,2 ans, n = 131). En utilisant des domaines différents de ceux de l’ACS original, la corrélation de Pearson a été calculée pour les facteurs de cinq groupes d’étudiants quant aux activités de la vie domestique – AVD (α = 0,85), activités de maintenance (α = 0,79), activités de loisirs (α = 0,81), activités de loisirs avec de hautes demandes physiques (α = 0,83) et d’activités sociales récréatives (α = 0,73). Le domaine d’activités sociales récréatives a démontré des corrélations significatives avec les domaines de facteurs des AVD, des activités de loisirs et activités de loisirs avec de hautes demandes physiques. La corrélation de Pearson a été calculée pour quatre domaines de facteurs d’AVD (α = 0,75), activités de maintenance (α = 0,90), activités de loisirs (α = 0,70) et activités de loisirs avec de hautes demandes physiques (α = 0,86).

Chan et al. (2006) ont examiné la cohérence interne de l’ACS-HK avec un groupe de personnes âgées (moyenne d’âge de 74 ans) ayant subi un AVC depuis 6 mois. La cohérence interne a été calculée en utilisant le coefficient alpha de Cronbach et a révélé d’excellentes corrélations (α = 0,89).

Orellano (2008) ont examiné la cohérence interne du PR-ACS avec un groupe de personnes âgées en santé (n = 106) et un groupe de personnes âgées souffrant de sclérose en plaques (n = 40). La corrélation s’est avérée adéquate avec le groupe d’individus souffrant de sclérose en plaques (r = 0,77).

Test-retest :
Baum & Edwards, 2001 ont examiné la fidélité test-retest sur une semaine de la version américaine de l’ACS avec un échantillon d’individus résidant dans une habitation communautaire (n = 20) et ont relevé une excellente fidélité (0,897). Lyons et al. (2010) ont noté des résultats similaires de la fidélité test-retest sur 14 et 30 jours.

Everard et al. (2000) ont examiné la fidélité test-retest de l’ACS (version liste à cocher) avec un échantillon de personnes âgées résidant dans une habitation communautaire (n = 20). Une excellente fidélité test-retest a été notée pour toutes les catégories sur 74 jours (AVD, 0,95 ; activités sociales, 0,83 ; activités de loisirs avec peu de demandes physiques, 0,91 ; activités de loisirs avec de hautes demandes physiques, 0,88).

Chan et al. (2006) examiné la fidélité test-retest de l’ACS-HK avec deux groupes de personnes âgées ayant subi un AVC depuis 6 mois groupes (individus moins actifs n = 30 ; individus plus actifs n = 30). La fidélité test-retest sur 2 semaines a été calculée en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI) et s’est avérée excellente pour le groupe total (CCI = 0,98). L’analyse des groupes séparés a également relevé une excellente fidélité test-retest avec des coefficients de corrélation de 0,91 pour le groupe moins actif et de 0,96 pour le groupe plus actif.

Orellano (2008) ont examiné la fidélité test-retest du PR-ACS avec un groupe de personnes âgées en santé (n = 106) et un groupe de personnes âgées souffrant de sclérose en plaques (n = 40). La fidélité test-retest a été calculée en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI) et s’est avérée excellente (CCI = 0,82).

Intra-juge :
La fidélité intra-juge n’a pas encore été examinée.

Inter-juges :
La fidélité inter-juges n’a pas encore été examiné.

Validité

Contenu :
La version originale de l’ACS a été montrée à deux groupes de personnes âgées vivant aux États-Unis (n = 120 pour le premier échantillon ; n = 40 pour le deuxième échantillon). La rétroaction obtenue des groupes échantillons a mené à l’inclusion de sept autres activités, augmentant le nombre d’activités total à 80 (Law et al., 2005).

L’ACS (version israélienne) a été développé en modifiant une version traduite de la version américaine de l’ACS, en consultation avec un échantillon de convenance d’adultes en santé et de personnes âgées (n = 50). Les activités finales ont été photographiées pour décrire les individus de différents groupes ethniques représentés dans la population israélienne (Katz et al., 2003).

Le PR ACS et l’ACS – Singapore ont été développés en utilisant une version traduite de la version américaine de l’ACS, en consultation avec un échantillon de convenance de personnes âgées en santé vivant respectivement à Puerto Rico et à Singapore. Le PR ACS a aussi été révisé par un panel d’expert. La sélection résultante d’activités culturellement pertinentes a été re-photographiée pour décrire les individus des populations respectives (Erikkson et al., en presse).

L’ACS – HK a été développé à partir d’une liste d’activités générationnelles et culturellement pertinentes, qui ont été révisées par deux panels d’experts successifs de personnes âgées vivant dans la communauté (n = 15 pour le premier échantillon ; n = 15 pour le deuxième échantillon) et un échantillon pertinent de professionnels spécialisés en gériatrie (n=5). Les 65 activités finales ont été représentées par des photographies de personnes âgées performant des tâches à Hong Kong (Chan et al., 2006).

L’ACS – Pays-Bas a été développé à partir d’un questionnaire concernant des activités courantes et l’importance perçue des activités, complété par un échantillon de personnes âgées (Erikkson et al., en presse). Les activités résultantes ont ensuite été décrites en utilisant des photographies d’individus locaux. Une étude pilote a été réalisée avec l’ACS – Pays-Bas auprès de professionnels de santé spécialisés et de personnes âgées (Erikkson et al., en presse).

L’ACS – Australie a été développé par une méthode de sondage Delphi à deux séries, auprès d’un échantillon de personnes australiennes âgées (n = 54), en utilisant des activités provenant des versions américaines et israéliennes et des agendas concernant les activités quotidiennes courantes (Packer et al. 2008).

L’ACS – Corée a été développé en utilisant les informations provenant d’une revue de la littérature ainsi qu’un sondage concernant l’utilisation du temps. La liste d’activités résultantes a été évaluée et raffinée par un panel d’experts (Erikkson et al., en presse).

Critère :
Concourante :
Everard et al. (2000) ont fait une comparaison entre l’ACS original et l’Activity checklist auprès d’un échantillon pilote de 20 personnes âgées vivant dans la communauté. Une excellente validité concourante a été relevée entre les versions originales de l’ACS et l’ACS – version liste à cocher (instrumentales : 0,90 ; sociales ; 0,78 ; loisirs avec faibles demandes physiques : 0,82 ; loisirs avec une haute demande physique : 0,72).

Katz et al. (2003) ont évalué la validité concourante de l’ACS (version israélienne) sous la forme « à faire maintenant » en comparaison du Occupational Questionnaire auprès de 263 participants définis en cinq groupes : adultes en bonne santé âgés de 50 à 65 ans (n = 61) ; adultes âgés en bonne santé âgés de plus de 65 ans (n = 61) ; conjoints / aidants de personnes atteintes de la maladie d’Alzheimer (n = 40) ; des personnes atteintes de sclérose en plaques (n = 45) ; et des personnes ayant subi un AVC depuis un an (n = 56). Les résultats ont indiqué une validité concurrente adéquate (r = 0,54), calculée à l’aide du coefficient de corrélation de Pearson.

Doney & Packer (2008) ont évalué la validité concourante de l’ACS-Aus auprès de 93 adultes âgés de 60 à 95 ans vivant en région métropolitaine. Comme il n’y a pas de référence absolue pour pouvoir faire une comparaison, les auteurs ont évalués la direction, la force et la pertinence de la corrélation entre les scores du niveau d’activité actuel (activités retenues) de l’ACS-Aus et du Adelaide Activities Profile. Une corrélation adéquate et significative (r = 0,434, p = 0,000) a été notée en utilisant un coefficient spécifique de corrélation de Pearson.

Prédictive :
Aucune étude n’a documenté d’informations concernant la validité prédictive de l’ACS.

Construit :
Baum (1995) a examiné la validité de l’ACS original auprès d’un échantillon d’individus à différents stades de la maladie d’Alzheimer (n=60). Les scores du niveau d’engagement précédant les activités ne différaient pas significativement selon les stades de la maladie (f = 0,66, p = 0,419), indiquant que l’ACS était une mesure valide de l’engagement précédant les activités.

Convergente/Discriminante :
Everard et al. (2000) ont examiné la relation entre l’engagement et le fonctionnement, en utilisant l’ACS et le SF-12 auprès d’un échantillon de 244 adultes vivant dans la communauté, âgés de 65 ans et plus. Une association positive significative a été observée entre la santé physique et le maintien des AVD (p = 0,006), les activités sociales (p = 0,0001) et les activités de loisirs avec de hautes demandes physiques (p = 0,0001). Une association positive significative a également été observée entre la santé mentale et le maintien des activités de loisirs avec peu de demandes physiques (p = 0,0001). Une association significative négative a été notée entre la santé physique et le maintien des activités de loisirs avec peu de demandes physiques (p = 0,015).

Edwards et al. (2006) ont examiné la relation entre la satisfaction de vie et la participation en utilisant le Reintegration to Normal Living Index (RNLI) et l’ACS (pourcentage d’activités pré-AVC retenues) auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC (n = 219). Une association a été notée entre la satisfaction de vie et la participation dans les activités significatives (β = 0,14, p = 0,001).

Doney & Packer (2008) ont évalué la validité convergente de l’ACS-AUS en comparaison au Personal Well-being Index (PWI), auprès d’un échantillon de 93 personnes âgées de 60 à 95 ans vivant en région métropolitaine. La validité convergente a été calculée à l’aide des coefficients de corrélation Pearson, entre les scores du niveau d’activités actuel et le score total au PWI. La corrélation était adéquate (r = 0,354, P = 0,01), indiquant une relation positive entre la participation et le bien-être. Les auteurs ont noté que cette corrélation était probablement diminuée par un effet de plafond potentiel du PWI, puisque beaucoup de participants cotaient une qualité de vie extrêmement haute, malgré une distribution normale de la mesure.

Chan et al. (2006) ont évalué la validité convergente de l’ACS-HK en comparaison avec le et le Comprehensive Quality of Life scale (ComQoL) auprès d’un échantillon de 60 personnes âgées (moyenne d’âge de 74 ans) ayant subi un AVC depuis 6 mois. La validité convergente a été calculée par des coefficients de corrélation de Pearson et s’est avérée excellente (r = 0,86, p = 0,00), indiquant une relation significative positive entre les activités retenues mesurées par l’ACS-HK et la qualité de vie mesurée par le ComQoL.

Orellano (2008) a évalué la validité convergente du PR-ACS en comparaison à la version portoricaine du RAND 36-Short Form Health Survey auprès d’un échantillon de personnes âgées en santé (n=106) et de personnes adultes souffrant de sclérose en plaques (n = 40). La validité convergente a été calculée par des coefficients de corrélation de Pearson et s’est avérée excellente (r = 0,66, p = 0,00).

Groupes connus :
Sachs et Josman (2003) a relevé une validité discriminative satisfaisante de l’ACS (version israélienne) afin d’identifier les différences entre les groupes de jeunes adultes et de personnes âgées.

Katz et al. (2003) ont examiné la validité de construit de l’ACS (version israélienne) auprès de 263 participants définis en cinq groupes : adultes en bonne santé âgés de 50 à 65 ans (n = 61) ; adultes âgés en bonne santé âgés de plus de 65 ans (n = 61) ; conjoints / aidants de personnes atteintes de la maladie d’Alzheimer (n = 40) ; des personnes atteintes de sclérose en plaques (n = 45) ; et des personnes ayant subi un AVC depuis un an (n = 56). Les scores moyens obtenus au Retained Activity (RAC) et au Current Activity Level (CAL) ont été comparés à l’aide d’une analyse de la variance (ANOVA). Des effets de groupe significatifs (p <0,0001) ont été observés entre les groupes sur toutes les zones d’activités (AVD, activités sociales et culturelles, activités de loisirs avec peu de demandes physiques, activités de loisirs avec de hautes demandes physiques et activités totales), indiquant une excellente validité de construit capable de faire la distinction entre des groupes selon l’âge, la maladie et les rôles dans les emplois. Les tests Post hoc (Scheffe) ont démontré des différences significatives entre la plupart des groupes. Spécifiquement dans le groupe d’AVC, l’analyse post hoc a indiqué que les scores n’étaient pas significativement différents au niveau des activités sociales et culturelles, des activités de loisirs avec peu et avec de hautes demandes physiques, comparativement au groupe d’aidants. Il en était de même au niveau des loisirs avec de hautes demandes physiques lorsque le groupe d’AVC était comparé aux individus avec la sclérose en plaques.

Chan et al. (2006) ont examiné la validité de construit de l’ACS-HK auprès de deux groupes de personnes âgées ayant subi un AVC depuis 6 mois (groupe moins actif, n = 30, groupe plus actif, n = 30). Des tests t indépendants ont été utilisés pour comparer les Scores d’activité retenus moyens entre les deux groupes. Des différences significatives entre les groupes (t = -14,24, p = 0,00) ont été notées, le groupe moins actif démontrant un niveau significativement plus bas d’activités retenues que le groupe plus actif. Ces résultats indiquent que l’ACS-HK peut faire la distinction entre les patients présentant des habiletés fonctionnelles différentes.

Orellano (2008) a examiné la validité des groupes connus du PR-ACS auprès d’un groupe de personnes âgées en santé (n = 106) et d’un groupe d’adultes souffrant de sclérose en plaques (n=40), indiquant que le PR-ACS est capable de faire la distinction entre les clients avec différents niveaux de fonctionnement (t = 0,86 ; p = 0,00).

Doney & Packer (2008) ont relevé une forte validité discriminative de l’ACS-AUS en comparant les scores d’activités retenues actuels entre un groupe plus jeune âgé de 60-75 ans (n = 48) et un groupe plus âgé de 76-95 ans (n = 45), vivant en région métropolitaine. Une différence significative a été notée entre les deux groupes (p = 0,000), en utilisant une analyse indépendante de test t. Un pouvoir plus grand que 90% a été révélé par une analyse de pouvoir post-hoc.

Sensibilité au changement

Aucune étude n’a examiné la sensibilité au changement de l’ACS.

Références

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Voir la mesure

Comment obtenir l’Activity Card Sort :

L’outil de mesure peut être acheté sur le web au magasin en ligne de l’American Occupational Therapy Association : http://www.aota.org.

Une version espagnole est disponible dans cet article.

Table des matières

Mesure des habitudes de vie-MHAVIE

Évidences révisées en date du 26-01-2008
Auteur(s)* : Sabrina Figueiredo, BSc
Éditeur(s) : Johanne Desrosiers, PhD OT ; Annie Rochette, PhD OT ; Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche

But

La Mesure des habitudes de vie-MHAVIE (version française de la Assessment of Life Habits-LIFE-H) a été développée pour évaluer la qualité de la participation sociale des gens avec des incapacités en estimant comment un client accomplit ses activités courantes et ses rôles sociaux (Fougeyrollas, Noreau, Bergeron, Cloutier, Dion & St-Michel, 1998).

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

La Mesure des habitudes de vie – MHAVIE, (version française de la Assessment of Life Habits – LIFE-H) a été développée pour évaluer la qualité de la participation sociale des gens avec des incapacités en estimant comment un client accomplit ses activités courantes et ses rôles sociaux (Fougeyrollas, Noreau, Bergeron, Cloutier, Dion & St-Michel, 1998).

Versions disponibles

Items :

La MHAVIE est un questionnaire auto-administré. Si le client a un niveau de cognition bas, le questionnaire peut être répondu par un répondant intermédiaire (Poulin & Desrosiers, 2008). Le questionnaire évalue le niveau de participation aux activités courantes et aux rôles sociaux en considérant le niveau de difficulté lors de la réalisation des habitudes de vie et le niveau d’aide utilisé (Desrosiers, Noreau, Robichaud, Fougeyrollas, Rochette & Viscogliosi, 2004).

La MHAVIE évalue l’accomplissement des habitudes de vie et le niveau satisfaction de la manière avec laquelle elles sont accomplies. L’échelle d’accomplissement de la MHAVIE couvre tous les 12 domaines d’habitudes de vie proposés par le Modèle de production du handicap (PPH). Ces 12 domaines sont similaires à sept des neuf domaines proposés par la Classification internationale du fonctionnement, du handicap et de la santé (CIF) de l’Organisation Mondiale de la Santé (OMS,1998). Les six premiers domaines sont reliés aux activités courantes incluant : la nutrition, la condition corporelle, les soins personnels, la communication, l’habitation et les déplacements. Les items restant concernent les rôles sociaux : les responsabilités, les relations interpersonnelles, la vie communautaire, l’éducation, le travail et les loisirs (Fougeyrollas et al., 1998).

Les différentes versions de la MAHVIE couvrent tous les 12 domaines avec un nombre variant d’items reliés à chacun d’eux, comme il est possible de le voir dans le tableau 1.

Domaines MHAVIE 3.0 MHAVIE 3.1
Version courte Version longue
Nutrition 3 17 4
Condition corporelle 3 9 4
Soins personnels 7 33 8
Communication 7 14 8
Habitation 8 40 8
Déplacements 5 18 5
Responsabilités 6 25 8
Relations familiales N/A –
inclues dans les relations interpersonnelles		 N/A N/A –
inclues dans les relations interpersonnelles
Relations interpersonnelles 7 14 7
Vie communautaire 7 18 8
Éducation 3 13 3
Travail 7 12 7
Loisirs 6 27 7
Nombre total d’items 69 240 77

Pour chaque item de l’échelle d’accomplissements, on demande au client d’identifier le niveau de réalisation perçu lors de l’accomplissement de l’habitude de vie et le type d’assistance utilisé lors de celle-ci. Lorsque qu’une habitude de vie n’est pas réalisée par une personne car celle-ci ne fait pas partie de ses habitudes de vie, on considère que l’item n’est pas applicable (Desrosiers et al., 2004; Desrosiers, Boubonnais, Noreau, Rochette, Bravo, & Bourget, 2005; Fougeyrollas et al., 1998; Poulin & Desrosiers, 2008). Les définitions du niveau de réalisation et des types d’aide requis sont fournies dans le questionnaire et sont les suivantes (Fougeyrollas et al., 1998):

Niveau de réalisation Définition
Sans difficulté La personne est capable, selon elle, d’accomplir facilement une habitude de vie. Cela peut inclure l’utilisation d’une aide technique, d’un aménagement ou d’une aide humaine, au besoin.
Avec difficulté La personne, selon elle, arrive à accomplir l’habitude de vie avec certaines difficultés. Cela peut inclure l’utilisation d’une aide technique, d’un aménagement ou d’une aide humaine, au besoin.
Réalisée par substitution La personne ne participe pas activement à la performance de l’habitude de vie. Elle est faite entièrement par une autre personne (aide humaine).
Non réalisée La personne ne réalise pas l’habitude de vie car les obstacles sont trop grands ou car il y a un manque d’assistance.
Ne s’applique pas L’habitude de vie ne fait pas partie de la vie quotidienne de la personne.
Type d’aide utilisé Définition
Aide technique Support (non-humain) pour aider à l’accomplissement d’une habitude de vie, tel qu’un fauteuil roulant, une aide visuelle, une aide auditive, de la médication ou autres.
Aménagement Modifications dans l’environnement de la personne pour faciliter l’accomplissement des habitudes de vie, telles qu’une rampe d’accès, une porte plus large ou encore une modification de l’habitude de vie ou du temps pour la performer (ex. allouer plus de temps pour la réalisation).
Aide humaine Une personne qui aide à l’accomplissement de l’habitude de vie, telle que les proches, les amis ou les aides-soignants (Cela couvre l’assistance physique ainsi que la supervision).

Dans l’échelle de satisfaction, on demande au client d’indiquer son niveau de satisfaction (sur une échelle de cinq points allant de très satisfait à très insatisfait) concernant l’accomplissement de chaque item (Desrosiers et al., 2004; Desrosiers et al, 2005; Fougeyrollas et al., 1998; Poulin & Desrosiers, 2008).

Sous-échelles :

Deux sous-échelles existent. La sous-échelle des activités courantes contient les catégories suivantes : la nutrition, la condition corporelle, les soins personnels, la communication, l’habitation, les déplacements. La sous-échelle des rôles sociaux est représentée par les responsabilités, les relations interpersonnelles, la vie communautaire, l’éducation, le travail et les loisirs (Desrosiers et al., 2004; Desrosiers et al., 2005).

Cotation :

La MHAVIE a un score continue pouvant aller de zéro à neuf. Dans la version originale, un score de zéro implique un niveau de participation optimal et un score de neuf indique un handicap total ou une interruption totale de la participation. Cependant, dans les trois versions courtes (MHAVIE 2.1,3.0 et 3.1), l’échelle a été inversée. Un score de zéro indique alors un handicap total ou une interruption totale de la participation et un score de neuf indique un niveau de participation optimal (Fougeyrollas et al., 1998).

Pour calculer le score d’un seul item, les réponses concernant le niveau de réalisation et le type d’aide requis sont combinés en se basant sur la grille ci dessous (Desrosiers et al., 2004; Desrosiers et al, 2005; Fougeyrollas et al., 1998; Poulin & Desrosiers, 2008):

Version originale Versions 2.1; 3.0; 3.1 Définition
0 9 Réalisé sans difficulté
1 8 Réalisé sans difficulté avec une aide technique (ou un aménagement).
2 7 Réalisé avec difficulté sans assistance.
3 6 Réalisé avec difficulté et avec une aide technique (ou un aménagement).
4 5 Réalisé sans difficulté avec une aide humaine
5 4 Réalisé sans difficulté avec une aide technique (ou un aménagement) et avec une aide humaine.
6 3 Réalisé avec difficulté et aide humaine.
7 2 Réalisé avec difficulté, avec une aide technique (ou un aménagement) et de l’aide humaine.
8 1 Réalisé par une autre personne.
9 0 Non réalisé.
N/A N/A Ne s’applique pas.

Le score total à la MHAVIE est obtenu en additionnant les scores de chaque item puis en divisant par le nombre d’items (calcul d’une moyenne). Il est aussi possible de calculer les scores des catégories, soit les sous-scores des activités courantes et des rôles sociaux. Pour ce faire, il suffit de calculer la moyenne des scores de la sous-échelle désirée (Desrosiers, Rochette, Noreau, Bravo, Hebert & Boutin, 2003; Fougeyrollas et al., 1998).

Comme la MAHVIE a un nombre différent d’items dans chaque catégorie, un score normalisé peut être calculé. Le score normalisé considère le nombre d’items de chaque catégorie et le nombre d’items non-applicables, ce qui permet d’attribuer un poids similaire aux sous-scores de chaque catégorie (Noreau, Fougeyrollas & Vincent, 2002).

Le score normalisé = {somme (scores bruts) x 10} / (Nombre d’items applicables x 9).

Les items non-applicables ne sont pas comptés dans le score brut. Le niveau de satisfaction de l’accomplissement d’un item n’est pas considéré dans le processus de cotation. Les réponses concernant la satisfaction sont plutôt utilisées pour documenter la qualité de la participation sociale Fougeyrollas et al., 1998).

Temps d’administration requis :

La MHAVIE 3.0 (version courte) prend approximativement de 20 à 40 minutes à compléter. Le temps d’administration du questionnaire long peut varier de 20 à 120 minutes, selon le nombre de catégories administré (Noreau et al., 2002). Le temps requis pour compléter les autres versions de la MHAVIE n’a pas été rapporté.

Équipement :

Seuls un crayon et le test sont nécessaires

Formation :

Aucune typiquement rapportée.

Formes alternatives de la MHAVIE

MHAVIE 2.1, MHAVIE 3.0 (versions longue et courte) et MHAVIE 3.1

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Les clients avec n’importe quel type d’incapacité, incluant les enfants.
  • Les clients ayant subi un AVC

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Lorsque la MHAVIE est administrée à un client avec de sévères déficits cognitifs, les réponses devraient être données par un intermédiaire qui connait bien le client.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Français, Anglais et Néerlandais (version 3.0).

Sommaire

Que mesure l’outil ? La MHAVIE évalue la qualité de participation sociale des personnes avec des incapacités.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Les clients avec n’importe quel type d’incapacité, incluant les enfants.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration requis La MHAVIE 3.0 (version courte) prend approximativement entre 30 et 60 minutes. La version longue peut prendre entre 20 et 60 minutes.
Versions MHAVIE 2.0; MHAVIE 2.1., MHAVIE 3.0., et MHAVIE 3.1 (versions courte et longue).
Langues Français, anglais et néerlandais.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Deux études ont examiné la cohérence interne de la MHAVIE : une a relevé une excellente cohérence entre deux mesures répétées du score total et des sous-scores de la MHAVIE : l’autre étude a relevé une cohérence allant d’adéquate à excellente entre les clients et leurs proches aidants.

Test-retest :
Deux études ont examiné la fidélité test-retest de la MHAVIE et ont relevé une excellente fidélité test-retest en utilisant les CCI.

Inter-juges :
Une étude a examiné la fidélité inter-juges de la MHAVIE et a relevé une fidélité inter-juges allant d’adéquate à excellente en utilisant les CCI.
Validité Contenu :
Une étude a examiné la validité du contenu de la MHAVIE et a indiqué qu’après une consultation avec 12 experts en réadaptation, peu d’items de la MHAVIE ont été modifiés ou retirés de la version originale. Après cette procédure, les experts ont reconnu que la MHAVIE était capable de mesurer les situations de participation et de handicap.

Critère :
Prédictive :
Six études ont examiné la validité prédictive de la MHAVIE. Cinq études ont relevé que l’âge, les barrières environnementales, les déficits et incapacités, la coordination du membre inférieur, la fonction de la jambe et du bras, l’endurance et la vitesse de marche, la durée du séjour, l’Échelle d’équilibre de Berg, l’Inventaire de dépression de Beck, le Comorbidity Index et la Stress Appraisal Measure, mesurés deux semaines après un AVC ou lors du congé du programme de réadaptation, ont été en mesure de prédire les scores de la MAHVIE à 6 mois, 2 et 4 ans après un AVC. Une étude a relevé que la gravité des déficits du membre inférieur était le meilleur prédicteur de désaccord sur les réponses des clients et de leurs proches aidants.

Construit :
Convergente :
Quatre études ont examiné la validité convergente de la MHAVIE. Une étude avec des clients ayant subi un AVC a relevé des corrélations allant d’adéquates à excellentes entre la MHAVIE, le Système de mesure de l’autonomie fonctionnelle (SMAF) et la Mesure de l’autonomie fonctionnelle (MIF). Les trois autres études, utilisant différentes populations, ont relevé des corrélations allant de faibles à excellentes entre la MHAVIE et le Caregiver Strain Index, la London Handicap Scale et le Impact on Participation and Autonomy Questionnaire en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson. Aucune corrélation n’a été relevée entre la MHAVIE et l’Inventaire de dépression de Beck.

Groupes connus :
Une étude a examiné la validité des groupes connus et a indiqué que la MHAVIE est capable de discriminer les individus en bonne santé des clients ayant subi un AVC.
Effets plancher/plafond Une étude a vérifié les effets de plancher dans quelques catégories de la MAHVIE, en mesurant la participation à 2 semaines après un AVC. À 6 mois, toutes les catégories de la MAHVVIE ont démontré des effets de plafond. La proportion de patients atteignant les effets de plafond et de plancher n’a pas été documentée.
Est-ce que l’outil est sensible au changement? Deux études ont examiné la sensibilité au changement de la MAHVIE et ont relevé des changements plus importants à 2 semaines après l’AVC (grande ampleur de l’effet) en comparaison aux changements survenus 6 mois après l’AVC (ampleur de l’effet modérée). De plus, les changements au niveau de la participation étaient plus significatifs sur les relations personnelles, l’emploi et les loisirs avec des ampleurs de l’effet allant de modérées à grandes.
Acceptabilité Lorsque ce questionnaire est administré aux clients avec des déficits cognitifs sévères, les cotes devraient être obtenues à partir d’un proxy.
Faisabilité L’administration de la MHAVIE est simple puisque c’est un questionnaire auto-administré.
Comment obtenir l’outil ? Des informations sur la MHAVIE peuvent être obtenues en envoyant un email au Réseau international sur le Processus de production du handicap, à l’adresse suivante:
ripph@irdpq.qc.ca

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques de la MHAVIE. Seize études ont été identifiées, onze d’entres elles incluant des participants ayant subi un AVC.

Effets plancher/plafond

Rochette, Desrosiers, Bravo, St-Cyr/Tribble et Bourget (2007b) ont observé, auprès de 35 clients ayant subi un AVC léger, des effets de plancher dans les catégories de la Nutrition, la Mobilité, la Vie communautaire, l’Éducation/Emploi et Loisirs de la MAHVIE à 2 semaines après l’AVC. Six mois après l’AVC, des effets de plafond ont pu être observés dans toutes les catégories de la MAHVIE. La proportion de participants ayant obtenu les scores minimums et maximums n’a pas été documentée.

Fidélité

Cohérence interne :
Lemmens, van Engelen, Post, de Witte, Beurskens et Wolters (2007) ont administré la version 3.0 en néerlandais de la MHAVIE (questionnaire court) à 35 personnes âgées avec des limitations fonctionnelles dues à un AVC. La cohérence du score total de la MHAVIE entre deux mesures répétées de celui-ci avait un excellent coefficient de corrélation intra-classe (CCI) de 0,78. La cohérence pour les deux sous-échelles était aussi excellente. (CCI = 0,80).

Poulin et Desrosiers, (2008) ont évalué la cohérence de la version 3.1 de la MHAVIE lorsqu’elle est complétée par un proche aidant versus lorsqu’elle est complétée par des patients, en comparant les réponses de 40 patients et de leurs proches aidants. Les patients et leurs proches aidants étaient évalués séparément par le même évaluateur. Les entrevues avec les proches aidants avaient lieu une semaine après l’évaluation du patient. La cohérence entre les patients et les proches aidants était excellente  pour le score total de la MAHVIE (CCI = 0,82) et le sous-score des AVQ (CCI = 0,87). La cohérence pour le sous-score des Rôles sociaux était adéquate (CCI = 0,73).

Test-retest :
Noreau, Desrosiers, Robichaud, Fougeyrollas, Rochette et Viscogliosi (2004) ont examiné la fidélité test-retest de la MAHVIE, version 3.0 (version abrégée), auprès de 40 clients ayant des limitations fonctionnelles causées par de nombreuses affections, y compris un AVC. Les participants ont été évalués à deux reprises à l’intérieur de 5 à 10 jours par le même évaluateur et dans les mêmes conditions. La fidélité test-retest, évaluée à l’aide des coefficients de corrélation intraclasse (CCI), s’est révélée excellente pour le score total de la MHAVIE (CCI = 0,95), pour le sous-score des AVQ (CCI = 0,96) et pour le sous-score des Rôles sociaux (CCI = 0,76).

Lemmens et al., (2007) ont évalué la fidélité test-retest de la MAHVIE, version néerlandaise 3.0 (forme abrégée), auprès de 35 adultes âgés ayant des limitations fonctionnelles dues à un AVC. Les participants ont complété le questionnaire de la MAHVIE à deux reprises, la deuxième administration après un intervalle de deux semaines. La fidélité test-retest, calculée à l’aide des coefficients de corrélation intra-classe, s’est avérée excellente pour le score total de la MAHVIE (CCI = 0,80), pour le sous-score des AVQ (CCI = 0,78) et pour le sous-score des Rôles sociaux (CCI = 0,78).

Inter-juges :
Noreau et al., (2004) ont évalué la fidélité inter-juges de la MAHVIE, version 3.0 (forme abrégée), auprès de 44 personnes âgées ayant des limitations fonctionnelles causées en partie par un AVC. La MAHVIE a été administré par 2 examinateurs différents à un intervalle de 3 à 5 jours. La fidélité inter-juges, telle que calculée à l’aide des CCI, s’est avérée excellente pour le score total de la MAHVIE (CCI = 0,89) et pour le sous-score des AVQ (CCI = 0,91) ; elle s’est avérée adéquate pour le sous-score des Rôles sociaux (CCI = 0,64).

Validité

Contenu :

Fougeyrollas, Noreau, Bergeron, Cloutier, Dion et St-Michel (1998) ont fait parvenir une copie originale de la MHAVIE à 12 experts, incluant des chercheurs, des fournisseurs de services et des consommateurs représentatifs ayant des formations professionnelles en ergothérapie, en sciences infirmières, en travail social ou en psychologie. Après cette consultation, des modifications concernant la clarté des items, la définition des termes et le classement du niveau d’accomplissement ont été faites. Certains items ont aussi été éliminés. Après cette procédure, les experts ont reconnu que la MHAVIE était capable de mesurer la participation et les situations de handicap.

Critère :

Concourante :
Aucun étalon de mesure n’existe avec lequel la MHAVIE pourrait être comparée.

Prédictive :
Rochette, Desrosiers et Noreau (2001) ont examiné la capacité de l’âge, du genre, du niveau d’handicap et d’incapacités (incluant des problèmes concernant la cognition, la perception, la dépression, la communication, l’aspect sensorimoteur et la comorbidité) ainsi que des facteurs environnementaux (incluant les obstacles et facilitateurs environnementaux), mesurés lors du congé d’un programme de réadaptation, de prédire les situations de handicap, six mois après un AVC, auprès de 51 clients. Les situations de handicap étaient mesurées avec la MHAVIE, version 2.1. La régression logistique a révélé que le meilleur prédicteur des situations de handicap, six mois après l’AVC, était le niveau d’handicap et d’incapacités (R2 = 38,3%), suivi de l’âge (R2 = 14,4%), et des obstacles environnementaux (R2 = 6,2%).

Desrosiers, Noreau, Rochette, Bravo et Boutin (2002) ont évalué, auprès de 102 clients, si l’âge, la duré du séjour dans le programme de réadaptation, la motivation, les problèmes de communication, l’incontinence urinaire et fécale, la coordination des membres supérieurs et inférieurs, les déficits au niveau du fonctionnement moteur, les incapacités au niveau des membres supérieurs et inférieurs, l’affect, la performance de la perception visuelle, la cognition, la comorbidité et le support social perçu, mesurés lors du congé d’un programme de réadaptation, étaient capables de prédire les situations de handicap, six mois après un AVC. Les situations de handicap étaient mesurées avec la MHAVIE, version 2.1, les handicaps au niveau du fonctionnement moteur étaient mesurés avec le Fugl-Meyer Assessment (Fugl-Meyer, Jääskö, Leyman, Olsson, & Steglind, 1975) ; les incapacités du membre inférieur étaient mesurées par la vitesse de marche, l’Échelle d’équilibre de Berg (Berg, Wood-Dauphinee, Williams & Maki, 1989) et le 2-Minute Walk Test (Kosak & Smith, 2005) ; les incapacités du membre supérieur étaient mesurées avec le Test d’évaluation des membres supérieurs des personnes âgées (TEMPA – Desrosiers, Hébert, Dutil, & Bravo, 1994) ; l’affect était mesuré avec l’Inventaire de dépression de Beck (Beck, Ward, Mendelson, Mock, & Erbraugh, 1961) ; la performance de la perception visuelle était mesurée avec le Motor-Free Visual Perceptual test (Colarusso & Hammill, 1972) ; la cognition était mesurée avec le Modified Mini-Mental State (Teng & Chui, 1987) ; la comorbidité était mesurée avec le Comorbidity Index (Charlson, Pompei, Ales, Mock, & Erbraugh, 1987) ; et le support social perçu était mesuré avec la Social Provisions Scale (Cutrona, 1986). De multiples analyses de régressions ont démontré que l’Inventaire de dépression de Beck (R2 = 23%), la coordination du membre inférieur (R2 = 31,-%), la durée du séjour (R2 = 3,0%), l’Échelle d’équilibre de Berg (R2 = 9,0%), l’âge (R2 = 1,0%) et le Comorbidity Index (R2 = 1,0%) étaient les meilleurs prédicteurs des situations de handicap, six mois après un AVC.

Desrosiers, Malouin, Bourbonnais, Richards, Rochette & Bravo (2003) ont analysé, auprès de 102 patients ayant subi un AVC, la capacité des handicaps et des incapacités aux bras et aux jambes, mesurés lors du congé d’un programme de réadaptation, de prédire la participation six mois plus tard. La participation était mesurée avec la version 2.1 de la MHAVIE ; le fonctionnement moteur et sensitif était mesuré avec le Fugl-Meyer Assessment (Fugl-Meyer et al., 1975) ; la coordination des bras était mesurée avec le Test doigt au nez ; la coordination des jambes était mesurée avec un test spécifique développé par la même équipe de recherche (Desrosiers, Hébert, Bravo, Dutil, 1995) ; les incapacités des bras étaient mesurées avec le Test d’évaluation des membres supérieurs des personnes âgées (TEMPA – Desrosiers et al., 1994) ; et les incapacités des jambes étaient mesurées avec l’Échelle d’équilibre de BERG (Berg et al., 1989), le 2-Minute Walk Test (Kosak & Smith, 2005) et la vitesse de marche. L’équilibre, l’endurance de marche (r = 0,63) et la coordination des jambes (r = 0,62) se sont avérés d’excellents prédicteurs de la MHAVIE. Le fonctionnement des jambes (r = 0,58), les incapacités des bras (r = 0,48), la coordination des bras (r = 0,47), le fonctionnement des bras (r = 0,43) et les sensations dans les jambes (r = 0,31) étaient considérés comme des prédicteurs adéquats de la MHAVIE. Finalement, une faible corrélation a été relevée entre les sensations des bras et la MHAVIE, ce qui suggère que cette variable n’est pas capable de prédire la MHAVIE.

Desrosiers, Noreau, Rochette, Bourbonnais, Bravo et Bourget (2006) ont vérifié, auprès de 66 clients, si l’âge, la durée du séjour dans le programme de réadaptation, la motivation, l’incontinence urinaire et fécale, la coordination des membres supérieurs et inférieurs, les déficits de fonctionnement moteur, les incapacités du membre inférieur, les incapacités du membre supérieur, l’affect, la performance de la perception visuelle, la cognition, la comorbidité et le support social perçu, mesurés lors du congé d’un programme de réadaptation, étaient capables de prédire la participation, deux à quatre ans après un AVC. La participation était mesurée par la version 2.1 de la MHAVIE ; les déficits du fonctionnement moteur avec le Fugl-Meyer Assessment (Fugl-Meyer et al., 1975) ; les incapacités du membre inférieur avec la vitesse de marche, l’Échelle d’équilibre de Berg (Berg et al., 1989) et le 2-Minute Walk Test (Kosak & Smith, 2005) ; les incapacités du membre supérieur avec le Test d’évaluation des membres supérieurs des personnes âgées (TEMPA – Desrosiers et al., 1994) ; l’affect avec l’Inventaire de dépression de BECK (Beck et al., 1961) ; la performance de la perception visuelle avec le Motor-Free Visual Perceptual test (Colarusso & Hammill, 1972) ; la cognition avec la Modified Mini-Mental State (Teng & Chui, 1987) ; la comorbidité avec le Comorbidity Index (Charlson et al., 1961) ; et le support social perçu avec la Social Provisions Scale (Cutrona, 1986). Selon une analyse de régression multiple, les meilleurs prédicteurs de la participation, deux à quatre ans après un AVC, étaient l’âge (R2 = 11,0%), la comorbidité (R2 = 18,0%), la coordination motrice (R2 = 15,0%), les incapacités du membre supérieur (R2 = 6,0%) et l’affect (R2 = 3,0%).

Rochette, Bravo, Desrosiers, St-Cyr/Tribble et Bourget (2007a) ont estimé, auprès de 88 clients ayant subi un AVC, la capacité de la Stress Appraisal Measure (Peacock & Wong, 1990) et du Revised Ways of Coping Questionnaire (Folkman & Lazarus, 1988), mesurés dans les deux premières semaines après l’AVC, de prédire la version 3.0 de la MHAVIE (version courte), six mois après l’AVC. L’analyse de régression linéaire multiple a suggéré que les sous-échelles de Menaces, de Défi, de Centralité et de Niveau de stress de la Stress Appraisal Measure avaient plus de chances de prédire les scores à la MHAVIE. Ces quatre variables étaient ensembles capables d’expliquer 25% de la variance des scores de la MHAVIE fournis par les clients ayant subi un AVC.

Poulin et Desrosiers (2008) ont examiné, auprès de 40 clients ayant subi un AVC et de 40 proches aidants, si l’âge, le genre, le niveau d’éducation, le milieu de vie, la relation avec le proche aidant, le type d’AVC, le côté du déficit moteur, un AVC précédant, le nombre de mois passés depuis l’AVC, l’auto-perception de sa santé, le Mini-Mental State Examination (Folstein, Folstein, & McHugh, 1975), le Chedoke McMaster Stroke Assessment (Gowland, Van Hullenar, Moreland, Vanspall, Barreca, Ward et al., 1995) et la Geriatric Depression Scale (Jongenelis, Pot, Eisses, Gerritsen, Derksen, Beekman et al., 2005) étaient capable de prédire le désaccord dans les réponses à la version 3.1 de la MHAVIE entre les clients et leurs proches aidants. Toutes les variables ont été mesurées à un certain point dans le temps chez des individus vivant dans la communauté qui ont été hospitalisé pour un AVC et chez leurs proches aidants. Des déficits sévères du membre inférieur et une faible performance cognitive étaient les meilleurs prédicteurs du désaccord au score total de la MHAVIE (R2 = 40%). Pour le sous-score des AVQ, les variables capables de prédire le désaccord étaient la sévérité des déficits au membre inférieur, le milieu de vie et le genre (R2 = 44%). Pour le sous-score des Rôles sociaux, les meilleurs prédicteurs du désaccord étaient la sévérité des déficits du membre inférieur, les fonctions cognitives et le nombre de mois passés depuis l’AVC. Ces facteurs expliquaient 32% de la variance.
Note : Même si les niveaux de désaccord entre les clients et leurs proches aidant ne semblent pas être cliniquement significatifs, les prédicteurs de désaccord devraient être considérés lors de l’interprétation des réponses du proche aidant.

Construit :

Desrosiers, Rochette, Noreau, Bravo, Hébert et Boutin (2003) ont évalué la validité de constuit de la MAHVIE, version 2.1, en le comparant au Système de mesure de l’autonomie fonctionnelle (SMAF – Hébert , Carries, & Bilodeau, 1988) et à la Mesure d’Indépendance Fonctionnelle (MIF – Keith, Granger, Hamilton et Sherwin, 1987) à 2 semaines et à 6 mois après le congé du programme de réadaptation d’une Unité AVC. En un premier temps, 118 participants étaient disponibles et en second temps, 102 participants. Les corrélations, calculées à l’aide des coefficients de corrélation de Pearson, se sont avérées excellentes entre le score du SMAF et le score total de la MAHVIE (r1 = 0,85 ; r2 = 0.89), le sous-score des AVQ (r1 = 0.89 ; r2 = 0.91) et le sous-score des Rôles sociaux (r1 = 0.66; r2 = 0.77) et entre la MIF et le score total de la MAHVIE (r1 = 0,79 ; r2 = 0,85), le sous-score des AVQ (r1 = 0,85, r2 = 0,88) et le sous-score des Rôles sociaux (r2 = 0,71). Les corrélations entre la MAHVIE et la MIF, 2 semaines après le congé, étaient adéquates (r1 = 0,57).

Convergente :
Trois études ont examiné la validité convergente de la MAHVIE auprès de personnes âgées ayant des limitations fonctionnelles, sans avoir nécessairement subi un AVC.

Desrosiers, Robichaud, Fougeyrollas, Rochette et Viscogliosi (2004) ont mesuré la validité convergente de la version 3.0 de la MAHVIE (forme abrégée) en la comparant au Système de mesure de l’autonomie fonctionnelle (SMAF – Hébert et al., 1988) auprès de 87 adultes âgés ayant des limitations fonctionnelles. Les corrélations étaient excellentes entre le score total du SMAF et celui de la MAHVIE (r = 0,70) et de son sous-score des AVQ (r = 0,76), et adéquates entre le score du SMAF et le sous-score des Rôles sociaux de la MAHVIE (r = 0,43).

Rochette, Desrosiers, Bravo, St-Cyr/Tribble et Bourget (2007c) ont analysé la validité convergente en comparant les changements du niveau de participation selon la version 3.0 e la MAHVIE (forme abrégée) au Caregiver Strain Index (Robinson, 1983) et à l’Inventaire de dépression de Beck (Beck et al., 1961) auprès de 54 conjoints de personnes ayant subi un premier AVC. Les corrélations entre Caregiver Strain Index et le score total de la MAHVIE se sont avérées adéquates (r = 0,32), comme celles avec le sous-score des Rôles sociaux (r = 0,39). Le Caregiver Strain Index et le sous-score des AVQ de la MAHVIE étaient faiblement corrélés (0,02). Aucune corrélation n’a été relevée entre la MAHVIE et l’Inventaire de dépression de Beck.

Lemmens et al., (2007) ont examiné la validité convergente de la MAHVIE, version néerlandaise 3.0 (forme abrégée), avec le Impact on Participation and Autonomy Questionnaire (IPA – Cardol, Haan, Van den Bos, De Jong, & De Groot, 1999) et la London Handicap Scale (LHS – Hardwood, Roger, Dickinson et Ebrahim, 1994) auprès de 63 personnes âgées ayant des limitations fonctionnelles. D’excellentes corrélations ont été relevées entre le score total de la MAHVIE et l’IPA (rho = 0,82) et le LHS (rho = 0,90).

Groupes connus :
Desrosiers, Bourbonnais, Noreau, Rochette, Bravo et Bourget (2005) ont vérifié la capacité de la version 2.1 de la MHAVIE de faire la distinction entre des personnes âgées ayant subi un AVC (n = 46) et des personnes âgées en santé (n = 46). La validité des groupes connus, calculée en utilisant le test t de Student, a démontré que les scores des participants en santé étaient significativement plus élevés que les scores des participants ayant subi un AVC.

Sensibilité au changement

Rochette et al., (2007b) ont examiné la sensibilité au changement de la MAHVIE, version 3.0 (forme abrégée) auprès de 35 patients ayant subi un AVC léger. Le niveau de participation a été mesuré avant l’AVC (T0), de manière rétrospective, à 2 semaines (T1), 3 mois (T2) et 6 mois après l’AVC (T3). Au T1, les ampleurs de l’effet étaient grandes pour le score total de la MAHVIE (1,21) ainsi que pour les sous-scores des AVQ et des Rôles sociaux (respectivement, 1,15 ; 1,24). Pour les délais T3-T1 et T3-T0, les ampleurs de l’effet étaient toutes modérées : score total de la MAHVIE (0,60 ; 0,62), sous-score des AVQ (0,64 ; 0,58) et sous-score des Rôles sociaux (0,56 ; 0,70).

Rochette et al., (2007c) ont analysé la sensibilité au changement de la MAHVIE, version 3.0 (forme abrégée) auprès de 54 conjoints de personnes ayant subi un premier AVC. Le niveau de participation a été mesuré avant l’AVC (T0), de manière rétrospective, à 2 semaines (T1), et à 6 mois après l’AVC (T2). Au T1, les ampleurs de l’effet étaient modérées pour le score total de la MAHVIE (0,53) ; petite pour les sous-scores des AVQ (0,0) et grande pour le sous-score des Rôles sociaux (0,90). Au T2, le score total de la MAHVIE (0,38) et le sous-score des AVQ (0,13) ont démontré une petite ampleur de l’effet, et le sous-score des Rôles Sociaux une ampleur de l’effet modérée (0,76). Les changements dans la participation étaient plus grands pour les Relations personnelles (T1 = 0,67 ; T2 = 0,83), l’Emploi (T1 = 0,68 ; T2 = 0,63) et les Loisirs (T1 = 1,16 ; T2 = 0,93), démontrant des ampleurs de l’effet allant de modérées à grandes.

Références

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  • WHO, 1998. The world health report executive summary. The world health organisation, 1998.

Voir la mesure

Comment obtenir la MHAVIE

Une copie de la MHAVIE peut être obtenue à partir du Réseau international sur le Processus de production du handicap (RIPPH). Les frais initiaux d’utilisation sont de 288,00 $ canadiens et permettent l’utilisation de la MHAVIE pour une durée de trois ans. Un outil d’évaluation peut être obtenu à 23,00$ canadiens et des fiches d’informations additionnelles peuvent être obtenues pour 3,00$ canadiens chaque. Le RIPPH détient tous les droits concernant la reproduction et la distribution de toutes les versions de la MHAVIE.

Les étudiants n’ont pas à payer les frais d’utilisation initiaux (288,00$ canadiens) et ont le droit de reproduire la MHAVIE pour leur projet de recherche en cours. Cependant, pour ce faire, les étudiants doivent acheter une version de l’outil d’évaluation (23$ canadiens) et s’engager à ne pas l’utiliser à des fins autres que celles du projet de recherche. À la fin du projet, une copie de la thèse de maîtrise ou de doctorat de l’étudiant doit être envoyée au RIPPH.

Plus d’informations sur la MHAVIE peuvent être obtenus en envoyant un message électronique au Réseau international sur le Processus de production du handicap, à l’adresse suivante: ripph@irdpq.qc.ca.

Les liens suivant permettent de télécharger des versions échantillons de la version courte générale (MHAVIE 3.1) et de la version longue générale (MHAVIE 3.0). Ces versions servent seulement à des fins d’observation et ne doivent pas être reproduites.

Table des matières

Reintegration to Normal Living Index (RNLI)

Évidences révisées en date du 19-08-2008
Auteur(s)* : Elissa Sitcoff, BA BSc
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Lisa Zeltzer, MSc OT

But

Le Questionnaire de réintégration à la vie normale (version française du Reintegration to Normal Living Index – RNLI) a été développé pour évaluer, quantitativement, le degré avec lequel les individus ayant expérimenté une maladie traumatique ou incapacitante arrivent à réintégrer des activités sociales normales (ex. activités récréatives, déplacements dans la communauté et interactions avec la famille et les autres relations). La réintégration à la vie normale a été définie par les auteurs de la mesure comme la « réorganisation des caractéristiques physiques, psychologiques et sociales d’un individu en un tout harmonieux qui permet à celui-ci de retourner à une vie équilibrée après une maladie incapacitante ou un traumatisme » (Wood-Dauphinee & Williams, 1987).

Le RNLI a été testé pour l’utilisation avec les individus ayant subi un AVC, une tumeur maligne, une maladie cardiaque dégénérative, un trouble du système nerveux central, de l’arthrite, une fracture ou une amputation, une blessure à la colonne vertébrale, une blessure traumatique au cerveau, la polyarthrite rhumatoïde, une hémorragie sous-arachnoïdienne, une fracture de la hanche, une incapacité physique ou encore avec des aînés vivant dans la communauté.

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Le Questionnaire de réintégration à la vie normale (version française du Reintegration to Normal Living Index – RNLI) a été développé pour évaluer, quantitativement, le degré avec lequel les individus ayant expérimenté une maladie traumatique ou incapacitante arrivent à réintégrer des activités sociales normales (ex. activités récréatives, déplacements dans la communauté et interactions avec la famille et les autres relations). La réintégration à la vie normale a été définie par les auteurs de la mesure comme la « réorganisation des caractéristiques physiques, psychologiques et sociales d’un individu en un tout harmonieux qui permet à celui-ci de retourner à une vie équilibrée après une maladie incapacitante ou un traumatisme » (Wood-Dauphinee & Williams, 1987).

Le RNLI a été testé pour l’utilisation avec les individus ayant subi un AVC, une tumeur maligne, une maladie cardiaque dégénérative, un trouble du système nerveux central, de l’arthrite, une fracture ou une amputation, une blessure à la colonne vertébrale, une blessure traumatique au cerveau, la polyarthrite rhumatoïde, une hémorragie sous-arachnoïdienne, une fracture de la hanche, une incapacité physique ou encore avec des aînés vivant dans la communauté.

Versions disponibles

Le RNLI a été développé par Wood-Dauphinee, Opzoomer, Williams, Marchand et Spitzer en 1988.

Caractéristiques de l’outil

Items :

Le RNLI est composé de 11 énoncés déclaratifs (ex. Je me déplace autant que je le veux dans mon logement) incluant les domaines suivants : la mobilité à l’intérieur, dans la communauté et sur de longues distances ; les soins personnels ; les activités quotidiennes (travail et école) ; les activités sociales et récréatives ; le(s) rôle(s) familial(aux) ; les relations personnelles ; la présentation de soi aux autres et les habiletés d’adaptation. Les huit premiers items représentent le « fonctionnement quotidien » et les trois autres items représentent la « Perception de soi ».

Cotation :

Chaque domaine est accompagné par une échelle visuelle analogique (0 à 10 cm). Cette échelle est présentée par les énoncés « ne décrit pas ma situation » (1 ou intégration minimale) et « décrit complètement ma situation » (10 ou intégration complète). Les scores de chaque item pris individuellement sont additionnés pour obtenir un score total sur 110 points. Celui-ci est ensuite converti proportionnellement pour créer un score sur 100.

Des systèmes de cotation à 3 et 4 catégories ont également été développés (Wood-Dauphinee, Opzoomer, Williams, Marchand, et Spitzer, 1988) et le système de cotation à 3 catégories a été utilisé dans l’évaluation de patients ayant subi un AVC (Mayo et al., 2000; Mayo et al., 2002). Dans le système de cotation à 3 catégories, une catégorie additionnelle est insérée entre les deux autres énoncés (« décrit partiellement ma situation ») et les répondants choisissent ce qui est le plus applicable parmi les trois catégories. Cette option peut produire des scores totaux entre 22 et 0, un score haut indiquant une faible réintégration (Mayo et al., 2000, Mayo et al., 2002).

Durée :

Le temps nécessaire pour utiliser cet outil de mesure dépend du mode d’administration (e.g. auto-administration, administration par un interviewer, par un proche aidant, par la poste, etc.) et des capacités du participant, mais prend normalement moins de 10 minutes à compléter.

Sous-échelles :

Il existe deux sous échelles dans le RNLI : le Fonctionnement quotidien (mobilité à l’intérieur, dans la communauté et sur de longues distances ; soins personnels ; activités quotidiennes – travail et école ; activités récréatives et sociales ; capacités d’adaptation générales) et la Perception de soi (rôles familiaux ; relations personnelles ; présentation de soi aux autres)

Équipement :

Les seuls éléments requis pour compléter le RNLI sont un questionnaire et un crayon.

Formation :

Le RNLI ne requière pas de formation pour être administrée.

Versions alternatives du Reintegration to Normal Living Index

  • Le Reintegration to Normal Living Index – Postal Version (RNLI-P) a été développé par Daneski, Coshall, Tilling et Wolfe en 2003. L’outil original du RNLI a été modifié dans sa formulation et dans sa manière de coter les énoncés pour permettre son utilisation par courrier auprès de patients ayant subi un AVC. Le RNLI-P utilise seulement un format avec les catégories « en accord » ou « en désaccord » (0 = en désaccord, 1 = en accord).
  • Le RNLI original a aussi été légèrement modifié au niveau de la formulation pour créer des versions qui servent : aux individus utilisant des dispositifs d’adaptation, des aides motrices ou de l’assistance humaine, car l’utilisation d’équipement et de ressources y sont clarifiés ; aux professionnels de la santé ; et aux proches aidants des patients (Wood-Dauphinee, Opzoomer, Williams, Marchand, et Spitzer,1988).

Clientèle cible

Peut être utilisé avec

  • Les patients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec

  • L’utilisation d’une échelle visuelle analogue peut être inappropriée pour certains patients ayant eu un AVC (c.-à-d. les patients avec des déficits au niveau attentionnel, avec des déficits visuels ou encore avec des difficultés à comprendre la signification d’une échelle visuelle analogue). L’utilisation d’un système de scores de 3 ou 4 catégories est recommandé pour remplacer l’échelle visuelle analogue lorsque son usage est proscrit.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Le RNLI est disponible en français (canadien) et en anglais (Wood-Dauphinee & Williams, 1987; Wood-Dauphinee, Opzoomer, Williams, Marchand, & Spitzer, 1988).

SVP cliquer ici pour avoir accès à une version en français. Une version recherche est aussi disponible.

Sommaire

Que mesure l’outil ? Le degré avec lequel les individus ayant expérimenté une maladie traumatique ou incapacitante arrivent à réintégrer des activités sociales normales.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Le RNLI a été testé pour l’utilisation avec les individus ayant subi un AVC, une tumeur maligne, une maladie cardiaque dégénérative, un trouble du système nerveux central, de l’arthrite, une fracture ou une amputation, une blessure à la colonne vertébrale, une blessure traumatique au cerveau, la polyarthrite rhumatoïde, une hémorragie sous-arachnoïdienne, une fracture de la hanche, une incapacité physique ou encore avec des aînés vivant dans la communauté.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration requis Le temps requis pour l’administration du RNLI dépend du mode d’administration et des capacités du participant, mais est d’approximativement 10 minutes.
Versions
  • Le Questionnaire de réintégration à la vie normale (version française du RNLI)
  • Le Reintegration to Normal Living Index – Postal Version (RNLI-P)
  • Le RNLI original a également été légèrement modifié au niveau de la formulation pour créer des versions qui servent : aux individus utilisant des dispositifs d’adaptation, des aides motrices ou de l’assistance humaine, car l’utilisation d’équipement et de ressources y sont clarifiés ; aux professionnels de la santé ; et aux proches aidants des patients.
  • Le RNLI original est composé de 11 énoncés déclaratifs. Des système de cotation à 3 ou 4 catégories sont également disponibles.
Langues Canadien français, cliquez ici. Une version adaptée pour la recherche est également disponible, cliquez ici.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Six études ont examiné la cohérence interne du RNLI. Quatre ont relevé d’excellents alphas de Cronbach. ; une a relevé d’excellents alphas de Cronbach pour le score total du patient, et des scores significatifs pour le score du patient sur la sous-échelle Perception de soi ; des alphas de Cronbach adéquats pour le score du patient sur la sous-échelle Fonctionnement quotidien, et des scores significatifs pour le score du patient sur la sous-échelle Perception de soi. Une autre étude a relevé des alphas de Cronbach allant d’adéquats à excellents.

Test-retest :
Trois études ont examiné la fidélité test-retest du RNLI et ont relevé un accord test-retest adéquat entre les items, en utilisant des statistiques kappa, et un excellent accord test-retest sur le score global, en utilisant des coefficients de corrélation.

Intra-juge :
Aucune étude n’a examiné la fidélité intra-juge du RNLI.

Inter-juges :
Aucune étude n’a examiné la fidélité inter-juges du RNLI.
Validité Construit :
Convergente/Discriminante :
– D’excellentes corrélations ont été relevées entre le score total du RNLI-P, le Frenchay Activities Index (FAI), la Short Form 36 Health Survey (SF-36) et la sous-échelle évaluant la Dépression de l’Hospital Anxiety and Depression Scale-Depression (HADS). D’excellentes corrélations ont également été relevées entre la sous-échelle évaluent le Fonctionnement quotidien du RNLI-P, le FAI et la SF-36. De faibles corrélations ont été relevées entre la sous échelle évaluant le Fonctionnement quotidien du RNLI-P et la sous-échelle évaluant la Dépression de l’HADS, ainsi qu’entre la sous-échelle évaluant la Perception de soi du RNLI-P, le FAI et l’Indice de Barthel.
– D’excellentes corrélation ont été relevées entre le RNLI et le Quality of Life Index (QLI), et avec une mesure du bien-être psychologique. D’excellentes corrélation ont également été relevées entre la sous-échelle évaluant le Fonctionnement quotidien du RNLI et les items Activités et Vie quotidienne du QLI. Des corrélations adéquates ont été relevées entre la sous échelle évaluant la Perception de soi du RNLI et les items de Support et de Perspective du QLI. De fortes corrélations ont été relevées entre le RNLI et le Participation Survey/Mobility (PARTS/M). Des relations positives ont été notées entre le RNLI et l’Health Options Scale, pour des survivants d’AVC, ainsi qu’entre le RNLI et l’Herth Hope Index, pour des survivants d’AVC et leur conjoint.
– Des corrélations adéquates ont été relevées entre le RNLI et les items de la sous-échelle évaluant le Rendement physique du Prosthetic Profile of the Amputee (PPA), à l’exception de l’item évaluant l’Utilisation active de la prothèse à l’intérieur qui a démontré une faible corrélation. Aucune corrélation n’a été relevée entre les items de la sous-échelle évaluant la Perception de soi du RNLI et les items de la sous-échelle évaluant le Rendement physique du PPA, à l’exception de l’item évaluant le Port de la prothèse, qui a démontré une corrélation adéquate. Des corrélations allant d’adéquates à excellentes ont été relevées entre les items du score total du RNLI et les items de la sous-échelle évaluant le Rendement physique du PPA, à l’exception des items évaluant l’Utilisation active à l’intérieur et l’Utilisation active à l’extérieur qui a démontré des corrélations non-significatives.
– Des corrélations allant de faibles à adéquates ont été relevées entre les items du score total du RNLI et ses deux sous-échelles et avec les items de la sous-échelle évaluant l’Acceptation de l’amputation et de la prothèse du PPA.
– Des corrélations significatives ont été relevées entre le score total du RNLI et la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF).
– Des corrélations allant d’adéquates à excellentes ont été relevées entre les scores totaux du RNLI et la sous échelle évaluant le Fonctionnement quotidien du patient (avec la polyarthrite rhumatoïde) et l’âge, le nombre d’articulations affectées, la MIF, le Lee Index (souffrance, fatigue et raideur), et l’American Rheumatism Association Classification. Le score total du RNLI a également démontré des corrélations adéquates avec la durée de la maladie.
Acceptabilité L’utilisation des système de cotation à 3 ou 4 catégories peut être plus approprié pour l’évaluation de certains patients ayant subi un AVC que l’échelle visuelle analogique.
Faisibilité L’administration du RNLI est rapide et simple et ne requière pas de formation pour l’administrer.

Le RNLI est composé de 11 énoncés déclaratifs évaluant les domaines du Fonctionnement quotidien (mobilité à l’intérieur, dans la communauté et sur de longues distances ; soins personnels ; activités quotidiennes – travail et école ; activités récréatives et sociales ; rôles familiaux ; relations personnelles) et de la Perception de soi (présentation de soi aux autres et capacités d’adaptation générales)

Chaque domaine est accompagné d’une échelle visuelle analogue (0 à 10 cm). Cette échelle visuelle est présentée par les énoncés « ne décrit pas ma situation » (1 ou intégration minimale) et « décrit complètement ma situation » (10 ou intégration complète). Les scores de chaque item pris individuellement sont additionnés pour obtenir un score total sur 110 points. Celui-ci est ensuite converti proportionnellement pour créer un score sur 100.
Comment obtenir l’outil ? Le RNLI est disponible en cliquant ici.

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été menée pour identifier les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du RNLI.

Effets plancher/plafond

Ils n’ont pas encore été documentés.

Fidélité

Cohérence interne :
Wood-Dauphinee, Opzoomer, Williams, Marchand, et Spitzer (1988) ont administré le RNLI à 3 échantillons de patients avec des diagnostics variés pour déterminer la cohérence interne de l’instrument. Le RNLI a été complété par les patients, leurs proches aidants, et les professionnels de la santé. Les alphas de Cronbach se sont avérés excellents pour les trois échantillons ; 0,90 pour les patients, 0,92 pour leurs proches aidants, et 0,95 pour les professionnels de la santé. L’élément corrigé pour les corrélations totales allaient de 0,39 (évaluation des patients pour le « confort face aux besoins représentés par les soins personnels ») à 0,75 pour les patients, de 0,61 à 0,87 pour leurs proches aidants, et de 0,70 à 0,90 pour les professionnels de la santé.

Tooth, McKenna, Smith et O’Rourke (2003) ont administré le RNLI à 57 dyades de patients et de proches aidants, 6 mois après la réadaptation suite à un AVC. Les coefficients alpha de Cronbach se sont avérés excellents pour les scores totaux des patients et de leurs proches aidants (respectivement, alpha = 0,80 et 0,81). Pour la sous-échelle évaluant le Fonctionnement quotidien, des coefficients alpha de Cronbach adéquats ont été relevés pour les patient et leurs proches aidants (respectivement, alpha = 0,71 et 0,73). Pour la sous-échelle évaluant la Perception de soi, les coefficients de Cronbach se sont avérés excellents pour les scores des patients (alpha = 0,84) et adéquats pour leurs proches aidants (alpha = 0,76).

Steiner et al. (1996) ont examiné la cohérence interne du RNLI auprès de 2 échantillons de personnes âgées de 75 ans et plus vivant en communauté (n = 414, n = 50). Les coefficients alpha de Cronbach se sont avérés allant d’adéquats (0,76) à excellents (0,83).

Daneski, Coshall, Tilling et Wolfe (2002) ont examiné la cohérence interne de la version postale du RNLI, le RNLI-P, administré à 76 patients ayant subi un AVC, un an après l’AVC. Les coefficients alpha de Cronbach se sont avérés excellents (0,84).

Stark, Edwards, Hollingsworth et Gray (2005) ont administré le RNLI à un échantillon de 604 personnes âgées entre 18 et 80 ans qui présentaient des limitations dans leur mobilité (incluant des patients ayant une blessure à la moelle épinière, la sclérose en plaques, un AVC, une paralysie cérébrale ou encore la polio), vivant dans la communauté, et qui avaient reçu leur congé de la réadaptation depuis plus d’un an. Le coefficient alpha de Cronbach pour cet échantillon s’est avéré excellent (0,91).

Bluvol et Ford-Gilboe (2004) ont administré le RNLI aux deux conjoints de 40 familles, dans lesquelles un des deux partenaires avaient subi un AVC causant des détériorations fonctionnelles allant de modérées à sévères (6 mois à 5 ans après l’AVC). La cohérence interne pour la personne ayant subi l’AVC a démontré un coefficient alpha de 0,92, alors que celui du partenaire s’est avéré de 0,85.

Test-retest :
Steiner et al. (1996) ont examiné la fidélité test-retest du RNLI auprès de 50 personnes âgées de 75 ans et plus vivant en communauté, interrogées deux fois par le même interviewer, avec un intervalle de 7 à 14 jours entre les entrevues. La fidélité pour l’échantillon total de personnes âgées vivant dans la communauté s’est avérée excellente (r = 0,83). Par groupe d’âge, les corrélations se sont avérées excellentes pour le groupe des 75 à 79 ans (r = 0,82), le groupe des 80 à 84 ans (r = 0,93,) et le groupe des 85 ans et plus (r = 0,76).

Daneski, Coshall, Tilling et Wolfe (2002) ont examiné la fidélité test-retest de la version postale du RNLI, le RNLI-P, auprès de 26 patients ayant subi un AVC (3 à 12 mois après l’AVC), qui ont complété le test à 2 reprises dans un intervalle de 2 semaines. Les 11 items ont tous démontré un niveau d’accord test-retest entre les deux évaluations qui était supérieur à celui attendu par hasard. Les valeurs kappa allaient d’un niveau d’accord qui allait de faible à excellent (kappa = 0,38 pour l’item « être embarrassé lorsque d’autres personnes sont présentes » à 0,92 pour l’item « se déplacer à l’extérieur »).

Korner-Bitensky, Wood-Dauphinee, Siemiatycki, Shapiro et Becker (1994) ont examiné la fidélité test-retest du RNLI auprès de 366 patients ayant reçu un diagnostic d’AVC ou d’affection orthopédique, et ayant obtenu leur congé d’une Unité de réadaptation. Le test a été administré à 2 reprises – une fois lors d’un entretien en face à face, et une fois lors d’un entretien téléphonique structuré avec le patient (auto-évaluation) ou son proche aidant. Les coefficients de corrélation interclasse (CCI) du RNLI se sont avérés de 0,80, ce qui indique un excellent niveau d’accord test-retest entre les deux modes d’entretien. Toutefois, lors de l’entretien téléphonique structuré avec le patient (auto-évaluation), une faible réintégration dans la communauté a été signalée plus souvent que lors de l’entretien à domicile.

Selon le mode d’administration :
Korner – Bitensky, Wood Dauphinee, Shapiro et Becker (1994) ont analysé la fidélité des scores sur le RNLI auprès de 366 participants (ayant subi un AVC ou présentant une condition orthopédique, après leur congé d’une Unité de réadaptation) qui ont complété le RNLI lors d’une entrevue à leur domicile (administrée seulement par un professionnel de la santé) ou lors d’une entrevue téléphonique (administrée par un professionnel de la santé ou une personne non-initiée). Aucune différence significative n’a été relevée entre les scores kappa, que les gens aient été interviewés par des professionnels de la santé ou par des personnes non-initiées. Lorsque les scores ont été dichotomisés à partir d’un seuil de 40 points (0 à 40 = aucune incapacité ; > 40 = incapacité), le groupe interviewé lors d’une entrevue téléphonique par une personne non-initiée avait significativement plus de chances de présenter des difficultés de réintégration dans la communauté, comparativement au groupe interviewé en face à face.

Wood-Dauphinee, Opzoomer, Williams, Marchand et Spitzer (1988) ont analysé la fidélité des scores sur le RNLI entre les patients et leurs proches aidants et entre les patients et leurs professionnels de la santé. En utilisant le coefficient de corrélation de Pearson pour mesurer la fidélité, ils ont relevé des corrélations adéquates pour la dyade patients/proches aidants ; les coefficients se sont respectivement avérés de r = 0,62 et de r = 0,43 pour deux échantillons de dyades patients/proches aidants. Ils ont également relevé des corrélations allant de faibles à adéquates pour la dyade patients/professionnels de la santé ; de r = 0,39 et de r = 0,43. En se basant sur ces résultats, les auteurs ont affirmé que les patients ou leurs proches peuvent compléter le RNLI, mais que l’utilisation de professionnels de la santé comme répondants devait être évitée.

Trombly, Radomski et Davis (1998) ont administré le RNLI à 16 adultes avec des blessures traumatiques au cerveau ainsi qu’à leurs proches. Lors de l’admission dans un programme de réadaptation, les scores des patients et de leurs proches aidants n’étaient pas significativement différents ; cependant, au moment du congé du patient et lors du suivi, les scores se sont avérés significativement différents.

Tooth, McKenna, Smith et O’Rourke(2003) ont examiné la fidélité des scores sur le RNLI des proches aidants de 57 patients en phase subaiguë de récupération jumelés avec un proche aidant, 6 mois après le début de la réadaptation suite à un AVC. Les coefficients de corrélation intra-classes se sont avérés faibles pour les scores totaux sur le RNLI (0,36) et pour la sous-échelle évaluant le Fonctionnement quotidien (0,24) ; tandis qu’une fidélité adéquate a été relevée pour la sous-échelle évaluant la Perception de soi (0,55).

Validité

Contenu :

Le RNLI a été élaboré sur la base de revues de littérature, sur l’intégration des expériences des chercheurs, ainsi que sur des questionnaires ouverts et fermés administrés à des patients ayant eu des infarctus du myocarde, le cancer ou autres maladies chroniques, par des professionnels de la santé (médecins, travailleurs sociaux, physiothérapeutes, ergothérapeutes et psychologues), à des proches aidants des patients, à des membres du clergé, et à d’autres personnes non-initiées.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Daneski, Coshall, Tilling et Wolfe (2003) ont examiné la validité de construit de la version postale du RNLI, le RNLI-P, avec d’autres instruments de mesure similaires auprès de 76 patients ayant subi un AVC. D’excellentes corrélations ont été relevées entre le score total du RNLI-P et le Frenchay Activities Index (FAI – Holbrook & Skilbeck, 1983) (r = 0,69), la Short Form 36 Health Survey (SF-36 – Ware, Snow, Kosinski & Gandek, 1993) (r = 0,74) et la sous-échelle évaluant la Dépression de l’Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS – Zigmond & Snaith, 1983) (r = -0,61). D’excellentes corrélations ont également été relevées entre la sous-échelle évaluant le Fonctionnement quotidien du RNLI-P, le FAI (r = 0,74) et la SF-36 (r = 0,73) ; cependant, cette sous-échelle a corrélé faiblement avec la sous-échelle évaluant l’Anxiété de l’HADS (r=-0.30). La sous-échelle évaluant la Perception de soi a corrélé faiblement avec le FAI (r=0,26) et avec l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) (r = 0,06).

Wood-Dauphinee, Opzoomer, Williams, Marchand et Spitzer (1988) ont administré le RNLI à 70 patients ayant eu un infarctus du myocarde ou un cancer et ont relevé une excellent corrélation avec les scores du Quality of Life Index (QLI – Spitzer, Dobson, Hall, Chesterman, Levi, Shepherd, Battista & Catchlove, 1981) (r = 0,68) et avec une mesure du bien-être psychologique (r = 0,32 pour le bien-être positif, -0,41 pour le bien-être négatif, et 0,41 pour le score total). Les scores de la sous-échelle évaluant le Fonctionnement quotidien ont démontré d’excellentes corrélations avec les items « Activité » et « Vie quotidienne » du QLI (r = 0,67), alors que les scores de la sous-échelle évaluant la Perception de soi ont démontré des corrélations adéquates avec les items « Support » et « Perspectives » du QLI (r = 0,36). Les items du QLI qui traitaient de dimensions non-inclues dans le RNLI ont obtenu une corrélation moins forte (r < 0,20).

Dans une étude décrivant le développement et les propriétés psychométriques du Participation Survey/Mobility (PARTS/M), Gray, Hollingsworth, Stark et Morgan (2006) ont administré le RNLI à 604 personnes avec des limitations dans leur mobilité dues à un diagnostic de blessure à la colonne vertébrale, de sclérose en plaques, de paralysie cérébrale, d’AVC ou de post-poliomyélite ; ils ont relevé une forte corrélation entre les deux indices (corrélation canonique = 0,71).

Bluvol et Ford-Gilboe (2004) ont administré l’Herth Hope Index (mesure de l’Espoir – Herth, 1992), l’Health Options Scale (mesure du Travail sur sa santé – Ford-Gilboe, 1997, 2002b) et le RNLI aux deux conjoints de 40 familles dans lesquelles un des deux partenaires avaient subi un AVC causant des détériorations fonctionnelles allant de modérées à sévères (6 mois à 5 ans après l’AVC). Ils ont relevé une relation positive entre l’Health Option Scale (Travail sur sa santé) et le RNLI pour les survivants de l’AVC (r = 0,50), mais pas pour leur conjoint (r = 0,06). Ils ont également relevé une relation positive entre l’Herth Hope Index (Espoir) et le RNLI (Qualité de vie) pour les survivants de l’AVC (r = 0,59), ainsi que pour leur conjoint (r = 0,32).
Note : Le Travail sur sa santé est défini comme « un processus actif durant lequel les familles apprennent de nouvelles manières de s’adapter et de se développer qui conduisent à une vie saine à long-terme ».

Gauthier-Gagnon et Grise (1994) ont administré le RNLI et le questionnaire du Prosthetic Profile of the Amputee (PPA – Grise, Gauthier-Gagnon, 1993) à 89 personnes avec une amputation du membre inférieur. Les items de la sous-échelle évaluant les Activités quotidiennes du RNLI ont démontré une corrélation adéquate (r = 0,36 à 0,56) avec les items de la sous-échelle du PPA évaluant le Rendemenet physique, à l’exception de la corrélation avec l’item « Usage actif de la prothèse à l’intérieur », qui s’est avéré faible (r = 0,28).

Dans la même étude, les items de la sous-échelle évaluant la Perception de soi du RNLI n’ont pas corrélé avec les items de la sous-échelle du PPA évaluant le Rendement physique, à l’exception de l’item « Port de la prothèse » où une corrélation adéquate (r = 0,32) a été relevée.

Tous les items du RNLI ont démontré des corrélations allant d’adéquates à excellentes (r = 0,36 à 0,53) avec les items de la sous-échelle du PPA évaluant le Rendement physique, à l’exception des items « Usage actif de la prothèse à l’intérieur » et « Usage actif à l’extérieur » où une corrélation non-significative a été notée.

Tous les items du RNLI et de ses 2 sous-échelles ont révélé des corrélations allant de faibles à adéquates ( r = 0,53 à 0,30) avec les items de la sous-échelle évaluant l’Acceptation de l’amputation et de la prothèse.

Daverat, Petit, Kemoun, Dartigues, et Barat (1995) ont mené une étude longitudinale auprès de 149 individus vivant depuis longtemps avec des blessures à la moelle épinière. Une analyse univariée a démontré une corrélation significative avec la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF – Hamilton, Granger, & Sherwin, 1987). Une analyse multivariée a déterminé que les sept variables significatives et indépendantes suivantes ont contribué à 72% de la variance du RNLI. Ces variables étaient le score sur la MIF, le Yale Scale Score (Chehrazi, Wagner, Collins, Freedman, 1981), et la Centre for Epidemiological Studies Depression Scale (CES-D – Radloff, 1977), de même que les conditions de vie, les relations, la vie sexuelle et l’âge.

Calmels, Pereira, Domenach, Pallot-Prades, Alexandre et Minaire (1994) ont administré le RNLI à 57 individus aux prises avec la polyarthrite rhumatoïde et dont la moyenne de la durée de la maladie était de 15 ans. Dans cette étude, le score total sur le RNLI et le score de la sous-échelle évaluant le Fonctionnement quotidien ont obtenu des corrélations allant d’adéquates à excellentes avec l’âge du patient, le nombre d’articulations affectées la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF), le Lee Index (Souffrance, Fatigue et Raideurs) et l’American Rheumatism Association Classification (r = 0,38 à 0,84). Le score total sur le RNLI a également obtenu une corrélation adéquate avec la durée de la maladie (r = 0,31).

McColl, Paterson, Davies, Doubt et Law (2000) ont administré le RNLI à 61 personnes vivant dans la communauté et présentant une incapacité, et ont relevé que les scores sur le RNLI avaient une corrélation adéquate avec la sous-échelle évaluant la Satisfaction de la Mesure canadienne du rendement occupationnel (MCRO – Law et al., 1991, 1994, 1998) (r = 0,38), mais seulement une faible corrélation avec la sous-échelle évaluant le Rendement (r = 0,22). Le RNLI a obtenu d’excellentes corrélations avec la Life Satisfaction Scale (Michalos, 1980) (r = 0,71) et avec le Satisfaction with Performance Scaled Questionnaire (Yerxa, Burnett-Beaulieu, Stocking & Azen, 1988) (r = 0,72).

Steiner et al. (1996) ont évalué le rendement du RNLI auprès d’une population aînée vivant dans la communauté (n = 414). Le RNLI a démontré des corrélations positives adéquates avec l’Instrumental Activities of Daily Living scale (Lawton, Moss, Fulcomer & Klegan, 1982) (r = 0,47) et avec la santé perçue (r = 0,45). Des corrélations négatives allant de faibles à adéquates ont été relevées pour le fait de vivre seul (r = -0,14), le nombre de journées au lit (r = -0,16) et le nombre de maladies chroniques (r = -0,32). Une corrélation négative imprévue a été notée entre le RNLI et l’âge (r = -0,11).

May et Warren (2002) ont examiné les composantes externes et structurelles de la validité de la version pour les blessures à la moelle épinière du Ferrans and Powers Quality of Life Index (Ferrans & Powers, 1992) auprès d’un échantillon de 98 individus avec une blessure à la moelle épinière et vivant dans la communauté. Une excellente corrélation a été relevée avec le RNLI (r = -0,65).

Patrick, Perugini, et Leclerc (2002) ont relevé que dans une étude portant sur 48 références consécutives pour une évaluation neuropsychologique suite à l’admission dans une Unité de réadaptation gériatrique (pour divers diagnostics dont : blessure orthopédique, AVC, déconditionnement fonctionnel, maladie de Parkinson et autres conditions médicales), que le RNLI le RNLI avait une corrélation significatrice avec le nombre de chutes subies et le statut fonctionnel à 6 mois. Les résultats des coefficients de corrélation partiels ont relevé des relations significatives entre le RNLI et le California Verbal Learning Test (CVLT – mesure le fonctionnement de la mémoire) et l’Hooper Visual Organization Test (HVOT – mesure les habiletés spatiales).
Note : Les auteurs n’ont pas documenté les scores r.

Groupes connus :
Clarke, Black, Badley, Lawrence & Williams, (1999) ont divisé des patients à 3 mois et à 1 an après leur AVC par sévérité de l’AVC (léger, modéré ou sévère selon l’Adam’s Hemispheric Stroke Scale), par la présence ou l’absence de dépression (selon la Zung Self-Rating Depression scale), et par le niveau d’incapacité physique (indépendant, modérément dépendant ou dépendant selon la Mesure de l’indépendance fonctionnelle). Les scores sur le RNLI pour chacun de ces groupes connus ont démontré les gradations prévues et se sont avérés significativement différents, comme le démontrait une analyse de variance. Les différences entre les moyennes des scores sur le RNLI de chaque catégorie dans ces analyses allaient de 12% à 62%.

Sensibilité au changement

Wood-Dauphinee, Opzoomer, Williams, Marchand et Spitzer (1988) ont administré le RNLI à un échantillon de 70 patients pour déterminer la sensibilité au changement du RNLI. Ils ont conclu que l’échelle est sensible au changement en expliquant que l’utilisation des sous-échelles fournit un résultat plus précis, puisque les changements (améliorations ou détériorations) dans les domaines spécifiques peuvent s’égarer dans le score total.

Références

  • Bluvol, A., Ford-Gilboe, M. (2004). Hope, health work and quality of life in families of stroke survivors. Journal of Advanced Nursing, 48(4) 322-332.
  • Calmels, P., Pereira, A., Domenach, M., Pallot-Prades, B., Alexandre, C., Minaire, P. (1994). Functional ability and quality of life in rheumatoid arthritis: Evaluation using the Functional Independence Measure and the Reintegration to Normal Living Index. Revue Du Rhumatisme, 61(11), 723-731.
  • Clarke, P. A., Black, S. E., Badley, E. M., Lawrence, J. M., Williams, J. L. (1999). Handicap in stroke survivors. Disability and Rehabilitation, 21(3), 116-123.
  • Daneski, K., Coshall, C., Tilling, K., Wolfe, C.D.A. (2003). Reliability and validity of a postal version of the Reintegration to Normal Living Index, modified for use with stroke patients. Clinical Rehabilitation, 17, 835-839.
  • Daverat, P., Petit, H., Kemoun, G., Dartigues, J. F., Barat, M. (1995). The long term outcome in 149 patients with spinal cord injury. Paraplegia, 33, 665-668.
  • Dawson, D. R., Levine, B., Schwartz, M., Stuss, D. T. (2000). Quality of life following traumatic brain injury: A prospective study. Brain and Cognition, 44, 35-39.
  • Friedland, J. F., Dawson, D. R. (2001). Function after motor vehicle accidents: A prospective study of mild head injury and posttraumatic stress. The Journal of Nervous and Mental Disease, 189(7), 426-434.
  • Gauthier-Gagnon, C., Grise, M-C. (1994). Prosthetic Profile of the Amputee Questionnaire: Validity and reliability. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 75, 1309-1314.
  • Gray, D. B., Hollingsworth, H. H., Stark, S. L., Morgan, K. A. (2006). Participation Survey/Mobility: Psychometric properties of a measure of participation for people with mobility impairments and limitations. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 87(2), 189-197
  • Korner – Bitensky, N., Wood Dauphinee, S., Shapiro, S., Becker, R. (1994). Eliciting health status information by telephone after discharge from hospital: Health professionals versus trained lay persons. Canadian Journal of Rehabilitation, 8(1) 23-34.
  • Korner-Bitensky, N., Wood-Dauphinee, S., Siemiatycki, J., Shapiro, S., Becker, R. (1994). Health related information postdischarge: Telephone versus face-to-face interviewing. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 75, 1287-1296.
  • May, L. A, Warren, S. (2002). Measuring quality of life of persons with spinal cord injury: external and structural validity. Spinal Cord, 40, 341-350.
  • Mayo, N. E., Wood-Dauphinee S., Cote, R., Gayton, D., Carlton, J., Buttery, J., Tamblyn, R. (2000). There is no place like home: An evaluation of early supported discharge for stroke. Stroke, 31, 1016-1023.
  • Mayo N., Wood-Dauphinee S., Cote R., Durcan L., Carlton J. (2002). Activity, participation & quality of life 6 months post-stroke. Archives of Physical Medicine & Rehabilitation, 83, 1035-1042.
  • McColl, M. A., Paterson, M., Davies, D., Doubt, L., Law, M. (2000). Validity and community utility of the Canadian Occupational Performance Measure. Canadian Journal of Occupational Therapy, 67(1), 22-33.
  • Patrick, L., Perugini, M. Leclerc, C. ( 2002). Neuropsychological assessment and competency for independent living among geriatric patients. Topics in Geriatric Rehabilitation, 14(4) 65-77.
  • Stark, D. L., Edwards, D. F., Hollingsworth, H., Grey, D. B. (2005).Validation of the Reintegration to Normal Living Index in a population of community-dwelling people with mobility limitations. Archives of Physical Medicine & Rehabilitation, 86(2), 344-345.
  • Steiner, A., Raube, K., Stuck, A. E., Aronow, H. U., Draper, D., Rubenstein, L. Z., Beck, J. C. (1996). Measuring psychosocial aspects of well-being in older community residents: Performance of four short scales. The Gerontologist, 36(1), 54-62.
  • Tooth, L.R., McKenna, KT., Smith, M., O’Rourke, P.K. (2003). Reliability of scores between stroke patients and significant others on the Reintegration to Normal Living (RNL) Index. Disability and Rehabilitation, 25(9), 433-440.
  • Trombly, C. A., Radomski, M. V., Davis, E. S. (1998). Achievement of self identified goals by adults with traumatic brain injury: Phase 1. The American Journal of Occupational Therapy, 52(10), 810-818.
  • Wood-Dauphinee, S. L., Opzoomer, M. A., Williams, J. I., Marchand, B., Spitzer, W. O. (1988). Assessment of global function: The Reintegration to Normal Living Index. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 69, 583-590.
  • Wood-Dauphinee, S., Williams, J. I. (1987). Reintegration to normal living as a proxy to quality of life. Journal of Chronic Diseases, 40(6), 491-499.

Voir la mesure

Vous pouvez obtenir le RNLI en cliquant ici.

Canadien français, cliquez ici. Une version adaptée pour la recherche est également disponible, cliquez ici.

Table des matières

SATIS-Stroke

Évidences révisées en date du 15-02-2012
Auteur(s)* : Katie Marvin, MSc. PT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Annabel McDermott, OT
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

Le questionnaire SATIS-Stroke est utilisé pour mesurer la satisfaction face aux activités et à la participation auprès de patients ayant subi un AVC. Les questions sont conçues de façon à évaluer la satisfaction des individus quant à leur participation dans leurs activités quotidiennes.

Revue détaillée

But de la mesure

Le questionnaire SATIS-Stroke est utilisé pour mesurer la satisfaction face aux activités et à la participation auprès de patients ayant subi un AVC. Les questions sont conçues de façon à évaluer la satisfaction des individus quant à leur participation dans leurs activités quotidiennes. Le SATIS-Stroke peut être utilisé avec les patients en phase chronique de récupération post-AVC, quels que soient leur âge, leur sexe, leur statut social, leur lieu de résidence, le délai depuis l’AVC et le type d’AVC.

Le SATIS-Stroke inclut 36 items, couvrant les 9 domaines de la CIF : apprentissage et application des connaissances, tâches et exigences générales, communication, mobilité, entretien personnel, activités domestiques, activités et relations avec autrui, grands domaines de la vie, et vie communautaire, sociale et civique. Les 36 items sont classés et numérotés en ordre décroissant de taux de satisfaction, ce qui signifie que le premier item (vous déplacer à l’extérieur de votre domicile en toutes circonstances) nécessite le taux de satisfaction le plus élevé afin d’être accompli, tandis que le dernier item (écouter et regarder la télévision selon vos besoins) nécessite le taux de satisfaction le plus bas.

Versions disponibles

Il n’y a pas de versions alternatives.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Il n’y a pas réellement d’items dans le SATIS-Stroke.

Description des tâches :

Il est demandé au patient d’évaluer sa satisfaction perçue lors de l’exécution de chacune des activités quotidiennes et des situations de vie suivantes en utilisant une échelle de 4 points.

  1. Vous déplacer à l’extérieur de votre domicile en toutes circonstances
  2. Monter et descendre tous les étages de votre domicile selon vos besoins
  3. Utiliser un couteau, une fourchette et une cuillère en toutes circonstances
  4. Avoir une relation sexuelle avec quelqu’un
  5. Utiliser la monnaie et les billets de banque en toutes circonstances
  6. Participer à l’échange d’informations orales avec votre entourage
  7. Compléter des documents administratifs en toutes circonstances
  8. Vous laver les cheveux selon vos besoins
  9. Prendre un bain ou votre douche selon vos besoins
  10. Vous déshabiller pour utiliser la toilette et vous rhabiller, à votre domicile ou à l’extérieur de celui-ci
  11. Entrer et sortir de votre domicile selon vos besoins
  12. Participer à des activités artistiques et culturelles (cinéma, théâtre, etc.)
  13. Atteindre les objets dans votre espace avoisinant
  14. Vous habiller et vous déshabiller en toutes circonstances et selon vos besoins
  15. Gérer vos revenus en toutes circonstances
  16. Sortir vos vêtements du placard
  17. Utiliser les espaces de rangement dans votre domicile
  18. Participer aux relations conjugales
  19. Veiller à ce que vos droits soient respectés
  20. Effectuer votre hygiène personnelle selon vos besoins
  21. Demander de l’aide en cas d’urgence
  22. Lire et comprendre un document en toutes circonstances
  23. Vous déplacer à l’intérieur de votre domicile
  24. Gérer votre douleur en toutes circonstances
  25. Utiliser le téléphone au domicile selon vos besoins
  26. Entretenir des relations affectives
  27. Exprimer ses envies à quelqu’un
  28. Avoir de la continence urinaire dans votre domicile ou à l’extérieur de celui-ci
  29. Participer dans la préparation des repas et des boissons en toutes circonstances
  30. Ouvrir et fermer les portes de votre domicile
  31. Coopérer avec votre entourage
  32. Être conscient de ce qui vous entoure
  33. Participer à des cérémonies (mariage, réunion familiale, etc.)
  34. Choisir les vêtements appropriés
  35. Exprimer ses sentiments
  36. Écouter et regarder la télévision selon vos besoins

Cotation et interprétation du score :

Les 36 items sont classés et numérotés en ordre décroissant de taux de satisfaction, ce qui signifie que le premier item nécessite le taux de satisfaction le plus élevé afin d’accomplir la tâche, tandis que le dernier item nécessite le taux de satisfaction le plus faible afin d’accomplir la tâche.

La satisfaction perçue est cotée sur une échelle de 4 points.

  1. Très insatisfait
  2. Insatisfait
  3. Satisfait
  4. Très satisfait

Les scores vont de 0 à 105, avec un plus haut score indiquant une meilleure satisfaction perçue par rapport aux tâches.

Les informations sur l’interprétation du score ne sont pas encore disponibles.

Durée :

Aucune durée n’est documentée.

Formation :

Aucune formation n’a été documentée.

Sous-échelles :

Aucune sous-échelle n’est documentée.

Équipements :

Aucun équipement n’est requis.

Versions alternatives du SATIS-Stroke

Il n’y a pas de versions alternatives du SATIS-Stroke.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les patients en phase chronique de récupération post-AVC, quels que soient leur âge, leur sexe, leur statut social, leur lieu de résidence, le délai depuis l’AVC et le type d’AVC (Bouffioulx et al., 2008).

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Les patients ayant des déficits cognitifs, puisque ces patients étaient exclus de l’étude originale de validation (Bouffioulx et al., 2008).

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

  • Anglais
  • Français

Sommaire

Que mesure l’outil ? La satisfaction perçue par les patients quant aux activités et à la participation.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les clients ayant subi un AVC
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation? Évaluation
Temps d’administration N’a pas été documenté.
Versions N’a pas été documenté.
Langues Anglais et français
Propriétés psychométriques
Fidélité Test-retest :
Une étude a examiné la fidélité test-retest du SATIS-Stroke et a relevé une excellente fidélité.
Validité Critère :
Concourante :
Une étude a examiné la validité concourante entre le SATIS-Stroke et l’Indice de Barthel et a relevé une excellente corrélation entre les deux mesures.
Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets de plancher ou de plafond du SATIS-Stroke.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Une étude a examiné la capacité du SATIS-Stroke pour détecter le changement et a relevé que le SATIS-Stroke a une grande capacité pour détecter le changement dans toutes les phases de récupération d’un AVC.
Acceptabilité Les résultats appuient la validation préliminaire des propriétés psychométriques, toutefois, des recherches supplémentaires sont requises avant que l’outil soit prêt pour une utilisation clinique.
Faisabilité Le SATIS-Stroke est facile et simple à administrer.
Comment obtenir l’outil ? Des informations sur le SATIS-Stroke peuvent être obtenues de l’article de Bouffioulx, Arnould et Thonnard (2008).

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du questionnaire SATIS-Stroke et n’a identifié que l’étude originale de validation. Les résultats appuient la validation préliminaire des propriétés psychométriques, toutefois, des recherches supplémentaires sont requises avant que l’outil soit prêt pour une utilisation clinique.

Effets plancher/plafond

Les effets de plancher ou plafond du SATIS-Stroke n’ont pas été examinés.

Fidélité

Cohérence interne :
La cohérence interne du SATIS-Stroke n’a pas été examinée.

Test-retest :
Bouffioulx, Arnould et Thonnard (2008) ont examiné la fidélité test-retest du SATIS-Stroke auprès de 101 patients ayant subi un AVC. Le SATIS-Stroke a été administré à 2 reprises à un intervalle de 32 jours entre les deux administrations. Une excellente fidélité test-retest a été relevée en utilisant les coefficients de corrélation intraclasse (CCI = 0,98 ; p < 0,001).

Intra-juge :
La fidélité intra-juge du SATIS-Stroke n’a pas été examinée.

Inter-juges :
La fidélité inter-juges du SATIS-Stroke n’a pas été examinée.

Validité

Contenu :

La validité de contenu du SATIS-Stroke n’a pas été examinée.

Critère :

Concourante :
Bouffioulx, Arnould et Thonnard (2008) ont examiné la validité concourante entre le SATIS-Stroke et l’Indice de Barthel. Une excellente corrélation (r = 0,74 ; p < 0,05) a été relevée entre les deux mesures. Les résultats de cette étude suggèrent que l’indépendance dans les activités et les situations de la vie sont liées aux évaluations du patient face à la satisfaction perçue.

Prédictive :
La validité prédictive du SATIS-Stroke n’a pas été examinée.

Construit :

Convergente/Discriminante :
La validité convergente ou discriminante du SATIS-Stroke n’a pas été examinée.

Groupes connus :
La validité de groupes connus du SATIS-Stroke n’a pas été examinée.

Sensibilité/Spécificité :

La sensibilité ou la spécificité du SATIS-Stroke n’a pas été examinée.

Sensibilité au changement

Bouffioulx, Arnould, Vandervelde et Thonnard (2010) ont examiné la sensibilité au changement du SATIS-Stroke auprès de 45 patients dans toutes les phases de récupération d’un AVC. Le SATIS-Stroke a été administré à 1 semaine (phase aiguë), 3 mois (phase subaiguë) et 6 mois (phase chronique) après la survenue de l’AVC. Les patients ont également été invités à évaluer subjectivement leur perception de l’évolution de leur état fonctionnel général aux trois temps de mesure, ce qui a ensuite été utilisé pour classer leur état comme « se détériorant », « étant stable » ou « s’améliorant ». Le SATIS-Stroke s’est avéré des plus sensibles pour détecter les changements de la fonction des patients de la phase aiguë à la phase chronique de récupération, démontrant une grande ampleur de l’effet (ampleur de l’effet = 1,12, Réponse moyenne standardisée = 0,62). Le SATIS-Stroke s’est révélé moins sensible au changement lors du passage de la phase aiguë à subaiguë de récupération (ampleur de l’effet = 0,76, Réponse moyenne standardisée = 0,59) et lors du passage de la phase subaiguë à la phase chronique de récupération (ampleur de l’effet = 0,42, Réponse moyenne standardisée = 0,27) ; toutefois, il se peut que des changements moins radicaux au niveau de la satisfaction puissent survenir durant ces périodes. Cette étude a également examiné la différence minimale cliniquement importante, mais a conclu que des études supplémentaires sont nécessaires.

Références

  • Bouffioulx, E., Arnould, C. & Thonnard, J-L. (2008). SATIS-Stroke: A satisfaction measure of activities and participation in the actual environment experienced by patients with chronic stroke. Journal of Rehabilitation Medicine, 40, 836-843.
  • Bouffioulx, E., Arnould, C. Vandervelde, L. & Thonnard, J-L. (2010). Changes in satisfaction with activities and participation between acute, post-acute and chronic stroke phases: A responsiveness study of the SATIS-Stroke questionnaire. Journal of Rehabilitation Medicine, 42, 944-948.

Voir la mesure

Comment obtenir le SATIS-Stroke ?

Des informations sur le SATIS-Stroke peuvent être obtenues de l’article de Bouffioulx, Arnould et Thonnard (2008).

Table des matières

Stroke Impact Scale (SIS)

Évidences révisées en date du 29-06-2018
Auteur(s)* : Lisa Zeltzer, MSc OT ; Katherine Salter, BA ; Annabel McDermott
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

La Stroke Impact Scale (SIS) est une mesure de l’état de santé, spécifique aux AVC et auto-administrée. Elle a été conçue pour évaluer les répercussions multidimensionnelles d’un AVC sur la force, la fonction de la main, les Activités de la vie quotidienne / les Activités de la vie domestique (AVQ/AVD), la mobilité, la communication, les émotions, la mémoire et les pensées et la participation. La SIS peut être utilisée dans les milieux cliniques et de recherche.

Note : Le nom des instruments de mesure qui, en anglais, sont identifiés et nommés par des noms de genre féminin en français – ex. « Batterie » (Battery), « Catégorie » (Category), « Échelle » (Scale, Ladder), « Évaluation » (Assessment) ou « Mesure » (Measure) – sont traduits en français par le genre féminin.

Revue détaillée

But de la mesure

La Stroke Impact Scale (SIS) est une mesure de l’état de santé, spécifique aux AVC et auto-administrée. Elle a été conçue pour évaluer les répercussions multidimensionnelles d’un AVC sur la force, la fonction de la main, les Activités de la vie quotidienne / les Activités de la vie domestique (AVQ/AVD), la mobilité, la communication, les émotions, la mémoire et les pensées et la participation. La SIS peut être utilisée dans les milieux cliniques et de recherche.

Versions disponibles

La Stroke Impact Scale a été développée au Landon Center on Aging de l’University of Kansas Medical Center. L’échelle a initialement été publiée en tant que version 2.0 par Duncan, Wallace, Lai, Johnson, Embretson et Laster en 1999. La version 2.0 de la SIS est composée de 64 items dans 8 domaines (la force, la fonction de la main, Activités de la vie quotidienne / Activités de la vie domestique (AVQ, AVD), la mobilité, la communication, les émotions, la mémoire et pensées, la participation). Sur la base des résultats d’un processus d’analyse de Rasch, 5 items ont été retirés de la version 2.0 pour créer la version 3.0 actuelle (Duncan, Bode, Lai & Perera, 2003b).

Caractéristiques de la mesure

Items :

La version 3.0 de la SIS est composée de 59 items et évalue 8 domaines :

  • Force – 4 items
  • Fonction de la main – 5 items
  • AVQ/AVD – 10 items
  • Mobilité – 9 items
  • Communication – 7 items
  • Émotions – 9 items
  • Mémoire et pensées – 7 items
  • Participation/Fonction de rôle – 8 items

Une question supplémentaire sur la récupération après un AVC demande que le client évalue sur une échelle de 0 à 100 dans quelle mesure il sent qu’il a récupéré de son AVC.

Pour voir les items de la SIS (en anglais), veuillez cliquer ici.

Instructions de l’administration des items :

Avant d’administrer la SIS, l’énoncé du but doit être lu tel qu’écrit ci-dessus. Il est important de dire au répondant que l’information repose sur son point de vue.

Énoncé du but :
« Le but de ce questionnaire est d’évaluer comment l’AVC a eu un impact sur votre santé et votre vie. Nous voulons savoir, à partie de votre point de vue, comment votre AVC vous a affecté. Nous allons vous poser des questions sur vos déficiences et incapacités causées par votre AVC, ainsi que comment votre AVC a affecté votre qualité de vie. Finalement, nous allons vous demander d’évaluer combien vous croyez avoir récupéré de votre AVC ».

Des feuilles de réponses en gros caractères doivent être fournies avec l’instrument pour que le répondant puisse voir, ainsi qu’entendre, les choix de réponses pour chaque question. Le répondant peut répondre avec le nombre ou le texte associé avec le nombre (ex. « 5 » ou « Aucune difficulté ») pour une question individuelle. Si le répondant utilise le nombre, il est important pour l’interviewer de vérifier la réponse en précisant la réponse textuelle correspondante. L’interviewer doit présenter la feuille appropriée pour cet ensemble particulier de questions et après chaque question, il doit lire les cinq choix.

Les questions sont énumérées par section, ou domaine, avec une description générale du type de questions qui vont suivre (ex. « Ces questions portent sur les problèmes physiques qui ont pu se produire à la suite de votre AVC »). Chaque groupe de questions est ensuite donné avec un énoncé avec une référence à une période de temps spécifique (ex. « Dans la dernière semaine, comment évaluez-vous la force de votre.. »). L’énoncé doit être répété avant chaque question individuelle. Dans la mesure, la période de temps change d’une semaine, à deux semaines, à quatre semaines. Il est donc important de mettre l’accent sur le changement dans la période de temps qui est évaluée pour le groupe spécifique de questions.

Cotation :

La SIS est un questionnaire auto-administré basé sur le patient. Chaque item est évalué en utilisant une échelle de Likert à 5 points. Le patient évalue sa difficulté à réaliser chaque item, où :

  • 1 = une incapacité pour compléter l’item ;
  • 5 = aucune difficulté.

Note : Les scores de trois items du domaine Émotion (3f, 3h, 3i) doivent être inversés avant de calculer le score du domaine Émotion (c’est-à-dire 1 » 5, 2 » 4, 3 = 3, 4 » 2, 5 » 1). La base de données de cotation de la SIS (voir lien ci-dessous) prend en compte ce changement de direction lors de la cotation. Lors d’une cotation manuelle, utilisez l’équation suivante pour calculer le score de l’item pour 3f, 3h et 3i : Score d’item = 6 – note obtenu par l’individu.

Le dernier domaine à un seul item, Récupération, évalue la perception qu’a l’individu de son rétablissement suite à un AVC, et est mesuré sous la forme d’une échelle visuelle analogue de 0 à 100, où:

  • 0 = aucun rétablissement ;
  • 100 = rétablissement complet.

Les scores des domaines vont de 0 à 100 et sont calculés en utilisant l’équation suivante :

  • Score des domaines = [(Score moyen de l’item – 1) / 5-1 ] x 100

Les scores sont interprétés en générant un score sommatif pour chaque domaine en utilisant un algorithme équivalent à celui utilisé dans la SF-36 (Ware et Sherbourne, 1992).

Voir http://www.kumc.edu/school-of-medicine/preventive-medicine-and-public-health/research-and-community-engagement/stroke-impact-scale/instructions.html pour télécharger la base de données de cotation.

Durée :

Il faut environ 15 à 20 minutes pour administrer la SIS (Finch, Brooks, Stratford, & Mayo, 2002).

Sous-échelles :

La SIS 3.0 est composée de 8 sous-échelles ou «Domaines»:

  1. Force
  2. Fonction de main
  3. AVQ/AVD
  4. Mobilité
  5. Communication
  6. Émotion
  7. Mémoire et pensée
  8. Participation

Un dernier domaine à un seul item mesure le rétablissement perçu depuis la survenue de l’AVC.

Équipements :

Seulement l’échelle et un crayon sont nécessaires.

Formation:

La SIS 3.0 ne nécessite aucune formation officielle pour son administration (Mulder & Nijland, 2016). Les instructions pour l’administration de la SIS 3.0 sont disponibles en ligne sur la page d’information SIS (SIS information page) du University of Kansas Medical Center.

Versions alternatives de la SIS

SIS-16 (Duncan et al., 2003a):
Duncan et al. (2003) ont développé la SIS-16 pour remédier au manque de sensibilité au niveau du fonctionnement physique dans les mesures fonctionnelles des répercussions d’un AVC. L’analyse factorielle de la SIS 2.0 a révélé que les quatre domaines physiques (Force, Fonction de la main, AVQ/AVD, Mobilité) sont fortement corrélés et peuvent être additionnés pour créer un score de dimension physique unique (Duncan et al., 1999; Mulder & Nijland 2016). En conséquence, la SIS-16 se compose de 16 éléments du SIS 2.0:

  1. ADL/IADL – 7 items
  2. Mobilité – 8 items
  3. Fonction de la main – 1 item.

Tous les autres domaines devraient rester séparés (Duncan et al., 1999).

SF-SIS (Jenkinson et al., 2013):
Jenkinson et al. (2013) ont développé une version abrégée et modifiée de la SIS (SF-SIS). Cette version a été composée de huit items en sélectionnant le seul item de chaque domaine qui correspondait le mieux au score total du domaine. Pour ce faire, trois méthodes ont été utilisées : une recherche pilote initiale ; une analyse de validation ; et un groupe de discussion. Le choix final des questions pour constituer la SF-SIS comprenait les items qui ont été choisis par deux des méthodes utilisées ou plus. La SF-SIS a été évaluée quant à sa validité apparente et son acceptabilité au sein d’un groupe de discussion composé de patients en phase aiguë de récupération d’un AVC et du personnel multidisciplinaire spécialisé dans les soins de l’AVC. La SF-SIS a également été évaluée quant à sa validité de contenu, sa validité convergente et discriminante (MacIsaac et al., 2016).

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • La SIS ne peut être administrée qu’aux patients ayant subi un AVC.
  • La SIS 3.0 et le SIS-16 peuvent être complétées par téléphone, par courrier, par un proche aidant et par administration par courrier électronique (Duncan et al., 2002a ; Duncan et al. ; 2002b, Kwon et al., 2006). Des études ont relevé un biais potentiel pour les domaines physiques lors du recours à un proche aidant pour l’administration de l’échelle (Mulder & Nijland, 2016). Il est recommandé de soupeser cet éventuel biais et les difficultés inhérentes au recours à un proche aidant comparativement aux avantages économiques d’une enquête par la poste lorsque l’on considère diverses méthodes d’administration.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • La version 2.0 de la SIS doit être utilisée avec précaution chez les personnes ayant une déficience légère car les éléments des domaines Communication, Mémoire et Émotion sont considérés comme faciles et ne tiennent compte que des limitations chez les individus les plus atteints (Duncan et al., 2003).
  • Les répondants doivent être capables de suivre une commande en trois étapes (Sullivan, 2014).
  • Le temps requis pour administrer la SIS est une limitation pour les personnes ayant des difficultés de concentration ou d’attention, ou des problèmes de fatigue suite à un AVC (MacIsaac et coll., 2016).

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

La SIS a été initialement développée en anglais.

Des adaptations culturelles, des traductions et des tests psychométriques ont également été réalisés dans les langues suivantes :

  • Brésilien (Carod-Artal et al., 2008)
  • Français (Cael et al., 2015)
  • Allemand (Geyh, Cieza & Stucki, 2009)
  • Italien (Vellone et al., 2010; Vellone et al., 2015)
  • Japonais (Ochi et al., 2017)
  • Coréen (Choi et al., 2017; Lee & Song, 2015)
  • Nigérian (Hausa) (Hamza et al., 2012; Hamza et al., 2014)
  • Portugais (Goncalves et al., 2012; Brandao et al., 2018)
  • Ougandais (Kamwesiga et al., 2016)
  • Royaume-Uni (Jenkinson et al., 2013)

L’institut de recherche MAPI MAPI Research Institute a traduit la SIS et/ou la SIS-16 en plusieurs langues : afrikaans, arabe, bulgare, cantonais, tchèque, danois, néerlandais, farsi, finnois, français, allemand, grec, hébreu, hongrois, islandais, italien, japonais, coréen, malais, mandarin, norvégien, portugais, russe, slovaque, espagnol, suédois, tagalog, thaï et turc. Les traductions peuvent ne pas être validées.

Sommaire

Que mesure l’outil ? Les répercussions multidimensionnelles d’un AVC sur la force, la fonction de la main, les Activités de la vie quotidienne/les Activités de la vie domestique (AVQ/AVD), la mobilité, la communication, les émotions, la mémoire/pensée et la participation.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration De 15 à 20 minutes sont nécessaires pour administrer la SIS.
Versions SIS 2.0, SIS 3.0, SIS-16, SF-SIS.
Langues La SIS a été traduite dans plusieurs langues. Veuillez cliquer ici pour voir une liste des traductions.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
SIS 2.0 :
Deux études ont relevé une excellente cohérence interne ; une étude a relevé une excellente cohérence interne pour 5 des 8 domaines et une cohérence interne adéquate pour 3 des 8 domaines.

SIS 3.0 :
Deux études ont relevé une excellente cohérence interne ; une étude a relevé une excellente cohérence interne pour 6 des 8 domaines et une cohérence interne adéquate pour 2 des 8 domaines.

SIS-16 :
Une étude a relevé une bonne propagation de la difficulté des items.

SF-SIS :
Une étude a relevé une excellente cohérence interne.

Test-retest :
SIS 2.0 : Une étude a relevé une fidélité test-retest allant d’adéquate à excellente dans tous les domaines, à l’exception du domaine Émotion.
Validité Critère :
Concourante :
SIS 2.0 :
Excellentes corrélations avec l’Indice de Barthel, la FMA, la Lawton Instrumental Activities of Daily Living (IADL) Scale, la Duke Mobility Scale et l’Échelle de dépression gériatrique ; corrélations allant d’adéquates à excellentes avec la MIF ; corrélations adéquates avec le NIHSS et le MMSE ; et des corrélations allant de faibles à excellentes avec la SF-36.

SIS 3.0 :
Excellente corrélation entre le domaine Fonction de la main et la sous-échelle Qualité de mouvement du Motor Activity Log ; excellente corrélation entre le domaine AVQ/AVD et la MIF, l’Indice de Barthel, et la Lawton IADL Scale ; excellente corrélation entre le domaine Force et le Motricity Index ; excellente corrélation entre le domaine Mobilité et l’Indice de Barthel ; corrélation allant d’adéquate à excellente entre le domaine AVQ/AVD et NEADL ; corrélation adéquate entre le domaine Participation et la sous-échelle Fonctionnement social de la SF-36 et la Lawton IADL Scale ; corrélation adéquate entre le domaine Mémoire et le MMSE ; corrélations allant de faibles à adéquates entre les autres domaines de la SIS et la MIF, le NEADL, la FMA, les sous-échelles Quantité d’utilisation et Qualité de mouvement du Motor Activity Log et le FAI.

SIS-16 :
Excellente corrélation avec l’Indice de Barthel ; corrélations allant d’adéquates à excellentes avec le score total et le score aux sous-échelles de la STREAM ; corrélation adéquate avec la sous-échelle Fonctionnement physique de la SF-36.

Prédictive :
SIS 2.0 :
Les domaines de la Fonction physique, Émotion et Participation se sont avérés des prédicteurs statistiquement significatifs de l’auto évaluation du rétablissement par le patient ; le score total de la SIS s’est avéré être un faible prédicteur du nombre de pas moyens par jour.

SIS 3.0 :
Les scores avant le traitement sur la SIS ont été comparés aux résultats obtenus après 3 semaines de rééducation du membre supérieur ; les domaines Fonction de la main et AVQ/AVD ont démontré des corrélations allant d’adéquates à excellentes avec la MIF, la FMA, les sous-échelles Quantité d’utilisation et Qualité de mouvement du Motor Activity Log, le FAI, le NEADL ; les autres domaines de la SIS ont démontré des corrélations allant de faibles à adéquates avec les résultats obtenus après les 3 semaines de rééducation.

SIS-16 :
– Les scores lors de l’admission démontrent une excellente corrélation avec la durée réelle du temps de séjour et une corrélation adéquate avec la durée prévue du séjour ; une corrélation significative a été notée avec la destination au moment du congé (domicile / réadaptation).
– La combinaison des résultats précoces de la sous-échelle Qualité de mouvement du Motor Activity Log et de la SIS démontre une grande précision dans la prédiction de la qualité de vie finale chez les patients ayant subi un AVC.

Construit :
Convergente/Discriminante :
SIS 2.0 :
Les domaines présentent des corrélations allant d’adéquates à excellentes avec les sous-échelles du WHOQOL-BREF correspondantes et la Zung’s Self-Rating Depression Scale ; de faibles corrélations entre le domaine Communication de la SIS et le WHOQOL-BREF ainsi que la Zung’s Self-Rating Depression Scale : et une faible corrélation entre les domaines physiques de la SIS et le score Environnement du WHOQOL.

SIS 3.0 :
Excellente corrélation avec le SF-SIS, l’EQ-5D, le mRS, l’IB, le NIHSS, l’EQ-5D ; des corrélations allant de modérées à excellentes avec le EQ-VAS ; et une corrélation modérée avec la SIS-VAS.

Enquête téléphonique SIS 3.0 :
Des corrélations allant d’adéquates à excellentes avec la MIF et la SF-36V.

SIS-16 :
Des corrélations allant d’adéquates à excellentes avec le domaine physique du WHOQOL-BREF ; de faibles corrélations avec le domaine Relations sociale du WHOQOL.

SF-SIS :
Excellentes corrélations avec l’EQ-5D, le mRS, l’IB, le NIHSS, l’EQ-5D ; des corrélations allant de modérées à excellentes avec le EQ-VAS ; et une corrélation modérée avec la SIS-VAS.

Groupes connus :
SIS 2.0 :
La plupart des domaines peuvent différencier les patients ayant différents degrés de sévérité de l’AVC.

SIS 3.0 :
Les domaines physiques de la SIS et le domaine AVQ/AVD ont démontré une discrimination et une distribution des scores pour différents degrés de sévérité de l’AVC.

SIS-16 :
Peut discriminer entre les patients de divers degrés de sévérité de l’AVC.
Effets plancher/plafond Trois études ont examiné les effets plancher / plafond de la SIS.

SIS 2.0 :
Deux études ont signalé un potentiel effet de plancher dans le domaine Fonction de la main chez les patients ayant une sévérité d’AVC modérée, et un potentiel effet de plafond dans les domaines Communication, Mémoire et Émotion.

SIS 3.0 :
Une a relevé des effets de plancher et de plafond minimaux pour le domaine Participation ; une étude a relevé des effets de plafond pour les domaines Fonction de la main, Mémoire et pensée, Communication, Mobilité et pour le domaines AVQ/AVD, au fil du temps.

SIS-16 :
Une étude n’a signalé aucun effet de plancher et des effets minimes de plafonnement.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Cinq études ont examiné la sensibilité au changement de la SIS.

SIS 2.0 :
Une étude a relevé un changement significatif du rétablissement des patients dans la direction attendue entre les évaluations à 1 et 3 mois et à 1 et 6 mois après l’AVC, cependant la sensibilité au changement a été affectée par la sévérité de l’AVC et le temps d’évaluation post-AVC.

SIS 3.0 :
– Une étude a déterminé les scores de changement pour une différence cliniquement importante (DCI) dans quatre domaines de la SIS : Force, AVQ/AVDL, Mobilité, Fonction de la main. Le DCI a été respectivement fixée à 24,0, 17,3, 15,1 et 25,9 ; la DCI minimale a été respectivement fixée à 9,2, 5,9, 4,5 et 17,8.
– Une étude a indiqué la sensibilité moyenne au changement pour le domaine Fonction de la main, le rétablissement après un AVC et le score total de la SIS ; les autres domaines ont démontré une faible sensibilité au changement.
– Une étude a démontré que la Participation et le rétablissement après un AVC étaient les domaines les plus sensibles au changement au cours de la première année suivant un AVC ; les domaines Force et Fonction de la main ont également démontré des changements positifs / négatifs importants sur le plan clinique.

SIS-16 :
Une étude a relevé que les scores de changement de 23,1 indiquaient une amélioration statistiquement significative de l’admission au moment du congé, et que la sensibilité au changement était importante.
Acceptabilité – La SIS 3.0 et la SIS-16 sont disponibles en version administrée par un proche aidant. Le développement de l’échelle centré sur le patient peut améliorer sa pertinence pour les patients et l’évaluation à plusieurs niveaux peut réduire le fardeau du patient.
– Le temps nécessaire pour administrer la SIS a été identifié comme une limitation.
– Le SIS 2.0 doit être utilisé avec prudence auprès d’individus avec un déficit léger car certains domaines n’identifient les limitations que pour les personnes les plus atteintes.
Faisabilité – La SIS est une échelle auto-administrée centrée sur le patient qui nécessite de 15 à 20 minutes pour être administrée.
– La SIS peut être administrée en personne ou par un proche aidant, par courrier ou par téléphone.
– La SIS n’exige aucune formation officielle.
– Les instructions pour l’administration de la SIS 3.0 sont disponibles en ligne.
Comment obtenir l’outil ?

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Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques de la SIS. Dix-sept études ont été incluses. Les études incluses dans cette revue sont spécifiques aux versions anglaises originales des versions SIS 2.0, SIS 3.0 et SIS-16.

Effets plancher/plafond

Duncan et al. (1999) ont constaté que la version 2.0 de la SIS a démontré de potentiels effets de plancher dans le domaine Fonction de la main (40,2%), dans un groupe de patients ayant subi un AVC modéré, et la possibilité d’un effet de plafond dans le domaine Communication dans un groupe de patients ayant subi un AVC léger (35,4%) et modéré (25,7%). Le plus grand pourcentage d’effets de plancher pour la SIS a été identifié au domaine Communication (35%) comparativement à un taux plafond de 64,6% pour l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965).

Duncan et al. (2003b) ont effectué une analyse de Rasch qui a confirmé les deux effets observés dans Duncan et al. (1999) – un effet plancher pour le domaine Fonction de la main et un effet plafond pour le domaine Communication de la SIS. Un effet plafond dans les domaines Mémoire et Émotion a également été relevé.

Lai et al. (2003) ont examiné les effets de plancher / plafond de la SIS-16 et du domaine Participation auprès d’un échantillon de 278 patients, trois mois après un AVC. Les auteurs ont relevé des effets de plancher / plafond respectivement de 0% et 4% pour la SIS-16, et respectivement de 1% et 5% pour le domaine Participation.

Richardson et al. (2016) ont examiné les effets de plancher / plafond de la SIS 3.0 auprès d’un échantillon de 164 patients en phase subaiguë de récupération d’un AVC. Les mesures ont été prises à trois moments : lors de l’admission dans l’étude et à 6 et à 12 mois lors de suivis (respectivement, n = 164, 108 et 37). De faibles effets de plafond (> 20%) ont été observés pour le domaine Fonction de la main au départ de l’étude, à 6 mois et à 12 mois (respectivement, 25,0%, 36,4%, 37,8%) ; le domaine Mémoire et pensée à 6 mois et à 12 mois (respectivement, 22,2%, 21,6%) ; le domaine Communication à 6 mois et à 12 mois (respectivement, 30,6%, 27%) ; le domaine Mobilité à 6 mois (20,4%) ; et le domaine AVQ/AVD à 12 mois (21,6%). Aucun effet de plancher significatif n’a été relevé à aucun des temps de mesure.

Fidélité

Cohérence interne :
Duncan et al. (1999) ont examiné la cohérence interne de la version 2.0 de la SIS et ont relevé d’excellents coefficients alpha de Cronbach allant de 0,83 à 0,90 pour chacun des 8 domaines.

Duncan et al. (2003b) ont examiné la fidélité de la version 2.0 de la SIS en effectuant une analyse de Rasch. La fidélité de la séparation des items est le rapport entre la variance « vraie » (observée moins l’erreur) et la variation obtenue. Plus l’erreur est petite, plus le ratio sera élevé. Il varie de 0,00 à 1,00 et est interprété de la même façon que l’alpha de Cronbach. La fidélité de la séparation des items a varié de 0,93 à 1,00. Un indice de séparation > 2,00 équivaut à un alpha de Cronbach de 0,80 ou plus (excellent). Dans cette étude, 5 des 8 domaines ont obtenu un indice de séparation qui a excédé 2,00 (en plus du domaine physique composé). Les valeurs pour les domaines Émotion et Communication ont été situées dans la plage adéquate en raison de l’effet plafond dans ces domaines, et les valeurs pour la Fonction de la main ont été situées seulement comme adéquates en raison de l’effet plancher dans ce domaine.

Edwards et O’Connell (2003) ont administré la version 2.0 de la SIS à 74 patients ayant subi un AVC et ont relevé une excellente cohérence interne (allant de alpha = 0,87 pour la Participation à 0,95 pour la Fonction de la main). Le pourcentage de corrélations item-domaine > 0,40 était de 100% pour six des huit domaines, à l’exception des domaines Émotion et AVQ/AVD. Dans ce dernier domaine, un item (couper les aliments) a été plus fortement associé avec la Fonction de la main qu’avec les AVQ/AVD.

Lai et al. (2003) ont examiné la fidélité de la SIS-16 et du domaine Participation auprès d’un échantillon de 278 patients, trois mois après un AVC. La SIS-16 et le domaine ont tous les deux démontré une bonne répartition de la difficulté des items, avec des items plus faciles, capables de mesurer les niveaux inférieurs du fonctionnement physique chez les patients avec un AVC sévère.

Jenkinson et al. (2013) ont examiné la cohérence interne de la SIS 3.0 et de la SF-SIS auprès de personnes ayant subi un AVC (respectivement, n = 73 et 151), en utilisant l’alpha de Cronbach. La cohérence interne de la SIS 3.0 s’est avérée excellente pour tous les domaines (a = 0,86 à 0,96). Une analyse factorielle d’ordre supérieur de la SIS 3.0 a démontré un facteur avec une valeur propre > 1 représentant 68,76% de la variance. Chaque domaine de la SIS 3.0 est orienté sur ce facteur (valeur propre = 5.5). La cohérence interne de la SF-SIS s’est avérée élevée (a = 0,89). L’analyse factorielle de la SF-SIS a également démontré un facteur qui représentait 57,25% de la variance.

Richardson et al. (2016) ont examiné la cohérence interne de la SIS 3.0 auprès d’un échantillon de 164 patients en phase subaiguë de récupération d’un AVC, en utilisant l’alpha de Cronbach. La cohérence interne a été mesurée à trois moments : lors de l’admission dans l’étude, à 6 et à 12 mois, au moment de suivis. La cohérence interne de tous les domaines s’est avérée excellente à tous les temps de mesure (a = 0,81 à 0,97). Le score composé de fonctionnement physique s’est également avéré excellent à tous les temps de mesure (a = 0,95 à 0,97).

MacIsaac et al. (2016) ont examiné la cohérence interne de la SIS 3.0 auprès d’un échantillon de 5549 individus en phase aiguë de récupération d’un AVC et de 332 individus dans un contexte de réadaptation post-AVC, en utilisant l’alpha de Cronbach. La cohérence interne s’est avérée excellente pour les deux échantillons d’individus (respectivement, a = 0,98, 0,93). La cohérence interne de six des huit domaines individuels s’est également avérée excellente pour les deux échantillons d’individus (respectivement, a = 0,60, 0,63), à l’exception du domaine Émotion et du domaine Force (a = 0,77, ensemble de données en contexte de réadaptation post-AVC seulement).

Test-retest :
Duncan et al. (1999) ont examiné la fidélité test-retest de la version 2.0 de la SIS auprès de 25 patients. La SIS a été administrée à ces patients à 3 ou 6 mois post-AVC et nouveau une semaine plus tard. La fidélité test-retest a été calculée en utilisant un coefficient de corrélation intraclasse (CCI), qui a varié d’adéquat à excellent (CCI = 0,7 à 0,92), à l’exception du domaine Émotion, qui obtenait une faible corrélation (CCI = 0,57).

Validité

Contenu :

Le développement de la SIS est fondé sur une étude au Landon Center on Aging de l’University of Kansas Medical Center (Duncan, Wallace, Studenski, Lai, & Johnson, 2001) en utilisant de la rétroaction provenant d’entrevues individuelles avec des patients et d’entrevues en groupe de discussion avec des patients, des proches aidant et des professionnels de la santé. Les participants incluaient 30 individus ayant subi un AVC léger et modéré, 23 proches aidant et 9 experts en AVC. Une analyse qualitative des entrevues individuelles et en groupe de discussion a généré une liste d’items potentiels. Un comité de concertation a révisé les items potentiels, établi les domaines de la mesure, développé les items de l’échelle et décidé des méthodes d’administration et de cotation.

Critère :

Concourante :
Duncan et al. (1999) ont examiné la validité concourante de la SIS en la comparant avec l’Indice de Barthel (IB), la Mesure de l’Indépendance Fonctionnelle,(MIF), la Fugl-Meyer Assessment (FMA), le Mini-Mental State Examination (MMSE), la National Institute of Health Stroke Scale (NIHSS), la Medical Outcomes Study Short Form 36 (SF-36), la Lawton Instrumental Activities of Daily Living (IADL) Scale, la Duke Mobility Scale et l’Échelle de dépression gériatrique (ÉDG). Les résultats suivants ont été relevés pour chaque domaine de la SIS :

Domaines Mesures comparées Corrélation Évaluation
Fonction de la main FMA – Membre supérieur Motricité r = 0.81 Excellente
Mobilité MIF Motricité r = 0.83 Excellente
IB r = 0.82 Excellente
Duke Mobility Scale r = 0.83 Excellente
SF-36 Fonctionnement physique r = 0.84 Excellente
Force NIHSS Motricité r = -0.59 Adéquate
FMA Score total r = 0.72 Excellente
AVQ/AVD IB r = 0.84 Excellente
MIF Motricité r = 0.84 Excellente
Lawton IADL Scale r = 0.82 Excellente
Mémoire MMSE r = 0.58 Adéquate
Communication MIF Social / Cognition r = 0.53 Adéquate
NIHSS Langage r = -0.44 Adéquate
Émotion ÉDG r = -0.77 Excellente
SF-36 Santé mentale r = 0.74 Excellente
Participation SF-36 Rôle émotionnel r = 0.28 Faible
SF-36 Rôle physique r = 0.45 Adéquate
SF-36 Fonctionnement physique r = 0.70 Excellente
Score physique IB r = 0.76 Excellente
MIF Motricité r = 0.79 Excellente
SF-36 Fonctionnement physique r = 0.75 Excellente
Lawton IADL Scale r = 0.73 Excellente

Duncan et al. (2002a) ont examiné la validité concourante de la version 3.0 de la SIS et de la SIS-16 en utilisant des corrélations de Pearson. La SIS a été corrélée avec le Mini-Mental State Examination (MMSE), l’indice de Barthel, la Lawton IADL Scale et le Motricity Index. Le domaine de la SIS AVQ/AVD a démontré une excellente corrélation avec l’indice de Barthel (r = 0,72) et avec la Lawton IADL Scale (r = 0,77). Le domaine Mobilité a démontré une excellente corrélation avec l’indice de Barthel (r = 0,69). Le domaine Force a démontré une excellente corrélation avec le Motricity Index (r = 0,67). Le domaine Mémoire a démontré une corrélation adéquate avec le MMSE (r = 0,42).

Lai et al. (2003) ont examiné la validité concourante de la SIS-16 et du domaine Participation de la SIS en comparaison avec les sous-échelles de fonctionnement physique et social de la SF-36, l’Indice de Barthel et la Lawson IADL Scale, en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson. Des mesures ont été administrées à 278 patients ayant subi un AVC, trois mois après sa survenue. Une corrélation adéquate a été relevée entre la SIS-16 et le fonctionnement physique de la SF-36 (r = 0,79), et entre le domaine Participation de la SIS et le fonctionnement social de la SF-36 (r = 0,65). Une excellente corrélation a été relevé entre la SIS-16 et l’Indice de Barthel (r = 0,75), et une corrélation adéquate a été relevé entre le domaine Participation de la SIS et la Lawton IADL Scale (r = 0,47).

Lin et al. (2010a) ont examiné la validité concourante de la version 3.0 de la SIS en comparaison avec la Fugl-Meyer Assessment (FMA), le Motor Activity Log – sous-échelles Quantité d’utilisation et Qualité de mouvement (LOG-QU, LOG-QM), la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF), le Frenchay Activities Index (FAI) et la Nottingham Extended Activities of Daily Living Scale (NEADL). La validité simultanée a été mesurée à l’aide des coefficients de corrélation de Spearman avant et à la fin d’une période d’intervention de trois semaines. Le domaine Fonction de la main de la a démontré une excellente corrélation avec le LOG-QM avant et après le traitement (respectivement, r = 0,65, 0,68, r <0,01), et des corrélations adéquates ont été relevées avec toutes les autres mesures (FMA, LOG-QU, MIF, FIA et NEADL). Le domaine AVQ/AVD de la SIS a démontré une excellente corrélation avec la MIF, avant et après le traitement (respectivement, r = 0,69, 0,75, p <0,01). Les corrélations entre le domaine AVQ/AVD de la SIS et la NEADL se sont avérées adéquates avant le traitement (r = 0,54, p <0,01), et excellentes après le traitement (r = 0,62, p <0,01). Les corrélations entre le domaine AVQ/AVD de la SIS et toutes les autres mesures (FMA, LOG-QU, LOG-QM et FAI) se sont avérées adéquates avant et après le traitement. Les autres domaines de la SIS ont démontré des corrélations allant de faibles à adéquates avec les mesures de comparaison.

Ward et al. (2011) ont examiné la validité concourante de la SIS-16 en comparaison avec la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM), en utilisant les corrélations de Spearman. Des mesures ont été administrées à 30 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC lors de l’admission et au moment du congé d’une unité de réadaptation en soins aigus. Les corrélations entre les scores sur la SIS-16 et sur la STREAM allaient d’adéquates à excellentes lors de l’admission (score total de la STREAM 0.7 = 0,7073 ; sous-échelles de la STREAM 0.5 = 0,5992 à 0,6451, p <0,0005) et au moment du congé (score total de la STREAM r = 0,7153 ; sous-échelles de la STREAM r = 0,5499 à 0,7985, p <0,0002).

Richardson et al. (2016) ont examiné la validité concourante de la SIS 3.0 en comparaison avec l’EuroQol 5D à 5 niveaux (EQ-5D-5L), en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson. Des mesures ont été administrées aux patients en phase subaiguë de récupération d’un AVC lors de l’admission dans l’étude et au moment de suivis à 6 mois et à 12 mois (respectivement, n = 164, 108, 37). Lors de l’admission, les corrélations avec l’EQ-5D-5L se sont avérées excellentes pour les domaines AVQ/AVD (r = 0,663), Fonction de la main (r = 0,618) et pour le score physique composé (r = 0,71) ; les corrélations avec les autres domaines de la SIS se sont avérées adéquates (r = 0,318 à 0,588), à l’exception du domaine Communication (r = 0,228). Au moment du suivi de 6 mois, les corrélations avec l’EQ-5D-5L se sont avérées excellentes pour le domaine Force (r = 0,628), AVQ/AVD (r = 0,684), Mobilité (r = 0,765), Fonction de la main (r = 0,668), Participation (r = 0,740) et le domaine Rétablissement (r = 0,601), de même que pour le score physique composé (r = 0,772) ; les corrélations avec les autres domaines de la SIS se sont avérées adéquates (r = 0,402 à 0,562). Au moment du suivi de 12 mois, les corrélations avec l’EQ-5D-5L se sont avérées excellentes pour les domaines Force (r = 0,604), AVQ/ADL (r = 0,760), Mobilité (r = 0,683) et Participation (r = 0,738), de même que pour le score physique composé (r = 756) ; les corrélations avec les autres domaines de la SIS se sont avérées adéquates (r = 0,364 à 0,592).

Prédictive :
Duncan et al. (1999) ont examiné quels scores sur les domaines de la version 2.0 de la SIS pouvaient prédire avec le plus de précision la propre évaluation d’un patient sur son rétablissement d’un AVC, en utilisant une analyse de régression multiple. Les domaines de la SIS Émotion et Participation, de même que le score physique composé se sont révélés être des prédicteurs statistiquement significatifs de l’évaluation du rétablissement par le patient. Quarante-cinq pour cent de la variance dans l’évaluation du pourcentage de rétablissement du patient a été expliquée par ces facteurs.

Fulk, Reynolds, Mondal et Deutsch (2010) ont examiné la validité prédictive du 6MWT et d’autres mesures cliniques largement utilisées (la FMA-Membre inférieur, le self-selected gait-speed, la SIS et l’Échelle d’équilibre de BERG) auprès de 19 patients ayant subi un AVC. Le SIS s’est révélé être un faible prédicteur de la moyenne de pas par jour (r = 0,18, p = 0,471). Bien que la vitesse de marche et l’équilibre soient liés à l’activité de marche, seul le 6MWT a été identifié comme un prédicteur du déplacement dans la communauté auprès de patients ayant subi un AVC.

Huang et al. (2010) ont examiné le changement dans la qualité de vie après une Thérapie du mouvement par contrainte induite (TMCI) auprès d’un échantillon de 58 patients en phase chronique de récupération d’un AVC, en utilisant l’analyse CHAID. Les prédicteurs de changement incluaient l’âge, le sexe, le côté de la lésion, le temps écoulé depuis l’AVC, le statut cognitif (mesuré par le MMSE), l’insuffisance motrice des membres supérieurs (mesurée par le FMA-Membre supérieur) et l’indépendance dans les activités quotidiennes (mesurés par la MIF). Les scores initiaux sur la MIF se sont avérés être le prédicteur le plus fort du score total sur la SIS (p = 0,006) et du score du domaine AVQ/AVD (p = 0,004) après le traitement. Les participants avec des scores sur la MIF ≤ 109 ont démontré une amélioration significativement plus grande sur les scores totaux de la SIS que les participants avec des scores sur la MIF > 109. Aucune association significative entre les autres domaines de la SIS et les autres prédicteurs n’a été relevée.

Lin et al. (2010a) ont examiné la validité prédictive de la version 3.0 de la SIS en comparant les scores de la SIS, avant le traitement, aux scores, après le traitement, obtenus sur la Fugl-Meyer Assessment (FMA), le Motor Activity Log – sous-échelles Quantité d’utilisation et Qualité de mouvement (LOG-QU, LOG-QM), la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF), le Frenchay Activities Index (FAI) et la Nottingham Extended Activities of Daily Living Scale (NEADL). La validité prédictive a été mesurée à l’aide des coefficients de corrélation de Spearman avant et à la fin d’une période d’intervention de trois semaines. Le domaine Fonction de la main de la SIS a démontré d’excellentes corrélations avec le LOG-QU (r = 0.61, p <0.01) et le LOG-QM (r = 0.66, p <0.01), et a obtenus des corrélations adéquates avec toutes les autres mesures (FMA, MIF, FAI, NEADL) . Le domaine AVQ/AVD de la SIS a démontré une excellente corrélation avec la MIF (r = 0,70, p <0,01), et a obtenu des corrélations adéquates avec toutes les autres mesures (FMA, LOG-QU, LOG_QM, FAI, NEADL). Les autres domaines de la SIS ont démontré de corrélations allant de faible à adéquates avec les mesures de comparaison.

Ward et al. (2011) ont examiné la validité prédictive de la SIS-16 et d’autres mesures cliniques (STREAM, MIF) auprès d’un échantillon de 30 patients dans un contexte de réadaptation aiguë, en utilisant les coefficients de corrélation de Spearman rho et les tests de rangs signés de Wilcoxon. Les résultats ont indiqué une corrélation adéquate entre les scores lors de l’admission sur la SIS-16 et la durée prévue du séjour (rho = -0,6743, p <0,001), et une excellente corrélation entre les scores lors de l’admission sur la SIS-16 et la durée réelle du séjour (rho = -0,7953, p <0,001) ). Aucune corrélation significative n’a été notée sur la destination au moment du congé (p <0,05).

Lee et al. (2016) ont développé une méthode computationnelle pour prédire la qualité de vie après la période de réadaptation suite à un AVC, en utilisant le classificateur Particle Swarm-Optimized Support Vector Machine (PSO-SVM). Un échantillon de 130 patients en phase subaiguë ou chronique de récupération d’un AVC a reçu de l’ergothérapie pendant 1,5 à 2 heures par jour, 5 jours par semaine, pendant 3 à 4 semaines. Les prédicteurs des résultats incluaient 5 paramètres personnels (l’âge, le sexe, le temps écoulé depuis l’AVC, l’éducation et le score sur le MMSE) et 9 résultats fonctionnels précoces (le Fugl-Meyer Assessment, le Wolf Motor Function Test, l’Action Research Arm Test, la Mesure de l’indépendance fonctionnelle, les sous-échelles Quantité d’utilisation et Qualité de mouvement du Motor Activity Log, l’ABILHAND, et la Fonction physique de la SIS. La combinaison des résultats précoces de la sous-échelle Qualité de mouvement du Motor Activity Log et de la SIS a démontré la plus grande précision (70%) et la plus haute précision validée (81,43%) dans la prédiction de la qualité de vie finale chez les patients ayant subi un AVC. La SIS seule a démontré une précision élevée (60%) et une précision validée de manière croisée (81,43%).

Construit :

Duncan et al. (2003b) ont effectué une analyse de Rasch sur la version 2.0 de la SIS. Pour les mesures qui ont été développées en utilisant une hiérarchie conceptuelle des items, l’ordre théorique peut être comparé avec l’ordre empirique produit par l’analyse de Rasch comme preuve de la validité de construit de la mesure. Dans cette étude, les attentes quant à l’ordre théorique de la difficulté de la tâche correspondaient à l’ordre empirique des items par difficulté pour chaque domaine, fournissant une preuve de la validité de construit de la SIS.

Convergente/Discriminante :
Edwards et O’Connell (2003) ont examiné la validité discriminante de la version 2.0 de la SIS et de la SIS-16 auprès d’un échantillon de 74 patients ayant subi un AVC en les comparant à la World Health Organization Quality of Life Bref-Scale (WHOQOL-BREF) et à la Zung’s Self-Rating Depression Scale (ZSRDS). Des corrélations allant d’adéquates à excellentes ont été relevées entre la SIS-16 et le domaine Physique de la WHOQOL-BREF (r = 0,40 à r = 0,63) ; et de faibles corrélations (allant de r = 0,13 à r = 0,18) avec le domaine Relations sociales de la WHOQOL-BREF. Des corrélations allant d’adéquates à excellentes ont été relevées entre le domaine Participation de la SIS et tous les domaines de la WHOQOL-BREF (r=0.45 to 0.69). La corrélation entre le domaine Participation de la SIS et le domaine Physique de la WHOQOL-BREF s’est avérée excellente (r=0.69). Le domaine Participation de la SIS a démontré une corrélation adéquate avec la ZSRDS (r=-0.56). Des corrélations adéquates ont été relevées entre les domaines Mémoire et Émotion de la SIS et le domaine Psychologique de la WHOQOL-BREF (respectivement, r=0.49, 0.70), et entre les domaines Mémoire et Émotion de la SIS et la ZSRDS (respectivement, (r=-0.38, -0.62). De faibles corrélations ont été relevées entre le score physique de la SIS et le score Environnement de la WHOQOL-BREF(r=0.15). La ZSRDS et la WHOQOL-BREF n’évaluant pas la communication, les deux mesures ont démontré conséquemment de faibles corrélations avec le domaine Communication de la SIS (ZSRDS: r = -0,28; WHOQOL-BREF: r = 0,11 à 0,28).
Note : Certaines corrélations sont négatives, car un score élevé à la SIS indique une performance normale, alors qu’un score élevé sur d’autres mesures indique une déficience.

Jenkinson et al. (2013) ont examiné la validité convergente de la version 3.0 de la SIS et de la SF-SIS auprès d’un échantillon d’individus ayant subi un AVC (respectivement, n = 73, 151), en les comparant avec l’EuroQoL EQ-5D, et en utilisant le coefficient de corrélation de Spearmans. La SIS et la SF-SIS ont démontré d’excellentes corrélations identiques avec l’EQ-5D (r = 0,83).

MacIsaac et al. (2016) ont examiné la validité convergente de la SIS 3.0 et de la SF-SIS auprès d’un échantillon de 5549 individus en phase aiguë de récupération d’un AVC et de 332 individus dans un contexte de réadaptation post-AVC, en utilisant le coefficient de corrélation de Spearman. La validité convergente a été mesurée par comparaison avec le SIS-VAS, avec les résultats autoévalués par les patients en utilisant l’EuroQoL l’EQ-5D et l’EQ-5D-VAS, et avec les mesures fonctionnelles de l’Indice de Barthel (IB), du modified Rankin Score (mRS), et de la National Institutes of Health Stroke Scale (NIHSS). En phase aiguë de récupération, la SIS et la SF-SIS ont démontré d’excellentes corrélations significatives avec le mRS (respectivement, p = -0,87, -0,80), l’IB (p = 0,89, 0,80), la NIHSS (p = -0,77, -0,73), l’EQ-5D (p = 0,88, 0,82) et l’EQ-VAS (p = 0,73, 0,72). Dans le contexte de réadaptation, la SIS et la SF-SIS ont démontré d’excellentes corrélations avec l’IB (respectivement, p = 0,72, 0,65) et l’EQ5D (p = 0,69, 0,69), et des corrélations modérées avec la SIS-VAS (p = 0,56, 0,57 ) et l’EQ-VAS (p = 0,46, 0,40). Les corrélations entre la SIS et la SF-SIS étaient excellentes en phase aiguë de récupération (p = 0,94) et dans le contexte de réadaptation (p = 0,96).

Kwon et al. (2006) ont examiné la validité convergente de la SIS 3.0 par administration téléphonique auprès d’un échantillon de 95 patients ayant subi un AVC, en utilisant les coefficients de Pearson. La validité convergente a été mesurée en comparaison avec la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) – composante motrice (MIF-M) et composante cognitive (MIF-C) – et avec la Medical Outcomes Study Short Form 36 for veterans (SF-36V). Les patients ont administré la SIS 12 semaines après l’AVC, la MIF et la SF-36 16 semaines après l’AVC. L’enquête téléphonique de la SIS 3.0 a démontré des corrélations allant d’adéquates à excellentes avec la MIF (r = 0,404 à 0,858, p <0,001) et avec la SF-36V (r = 0,362 à 0,768, p <0,001).

Groupes connus :
Duncan et al. (1999) ont relevé que tous les domaines de la version 2.0 de la SIS, à l’exception des domaines Mémoire / pensée et Émotion, ont été capables de discriminer les patients selon un classement à 4 niveaux de sévérité de l’AVC (p <0,0001, sauf pour le domaine Communication, p = 0,02). Ces résultats suggèrent que les scores de la plupart des domaines de la SIS peuvent différencier les patients en fonction de la sévérité de l’AVC.

Lai et al. (2003) ont administré la SIS et la SF-36 à 278 patients ayant subi un AVC, 90 jours après l’AVC. La SIS-16 s’est avérée en mesure de bien faire la distinction entre les niveaux 0, 1, 2, 3 et 4 de la Modified Rankin Scale (MRS). Le domaine Participation de la SIS s’est également avérée en mesure de faire la distinction entre les niveaux 0 à 1,2, et 3 à 4 de la MRS. Les résultats de cette étude suggèrent que la SIS peut faire la distinction entre les patients à des niveaux variés de sévérité d’AVC.

Kwon et al. (2006) ont administré la SIS 3.0 par téléphone à un échantillon de 95 patients, 12 semaines après l’AVC. Le MRS a été administré aux patients au moment du congé de l’hôpital. Les scores sur la SIS 3.0 ont été documentés par domaines : SIS-16, SIS-score physique et SIS-AVD ; tous les domaines présentaient une discrimination et une distribution des scores pour différents degrés de sévérité de l’AVC: MRS 0/1 vs. MRS 4/5; MRS 2 vs. MRS 4/5; et MRS 3 vs. MRS 4/5.

Sensitivité et Spécificité :

Beninato, Portney et Sullivan (2009) ont examiné la sensibilité et la spécificité de la SIS-16 en fonction d’antécédents de chutes multiples auprès d’un échantillon de 27 patients en phase chronique de récupération d’un AVC. Les participants ont relaté des antécédents de chutes ou d’une chute (n = 18), et de des chutes multiples (n = 9), selon la définition de Tinetti des chutes. Un seuil limite sur la SIS-16 de 61,7 a relevé 78% de sensibilité et 89% de spécificité. La superficie sous la courbe ROC s’est avérée adéquate (0,86). Les rapports de vraisemblance ont été utilisés pour calculer la probabilité post-test d’un historique de chutes, et les résultats ont démontré des rapports de vraisemblance positifs (LR + = 7,0) et négatifs (LR = 0,25). Les résultats indiquent que la SIS-16 a démontré une bonne précision globale dans la détection des individus ayant des antécédents de chutes multiples.

Sensibilité au changement

Duncan et al. (1999) ont examiné la sensibilité au changement de la version 2.0 de la SIS. Un changement significatif a été observé au niveau du rétablissement des patients dans la direction attendue entre les évaluations à 1 et 3 mois, et à 1 et 6 mois post-AVC, toutefois, la sensibilité au changement s’est avérée être influencée par la sévérité de l’AVC et par le moment de l’évaluation post-AVC. Tous les domaines de la SIS ont démontré un changement statistiquement significatif de 1 à 3 mois et de 1 à 6 mois post-AVC ; cependant ce changement n’a pas été observé entre 3 et 6 mois post-AVC pour les domaines Fonction de la main, Mobilité, AVQ/AVD et Participation, ainsi que pour le score physique combiné.

Lin et al. (2010a) ont examiné la sensibilité au changement de la version 3.0 de la SIS auprès d’un échantillon de 74 patients en phase chronique de récupération d’un AVC. Les participants ont été assignés aléatoirement pour recevoir une Thérapie du mouvement par contrainte induite (TMCI), un entraînement bilatéral des bras (EBB) ou le programme de réadaptation habituel pour une période d’intervention de trois semaines. La sensibilité au changement a été mesurée en fonction du changement avant et après le traitement en utilisant le test des rangs signés de Wilcoxon et de la Réponse moyenne standardisée (RMS). La majorité des domaines de la SIS ont démontré une faible sensibilité au changement (RMS = 0,22-0,33, Wilcoxon Z = 1,78-2,72). Une sensibilité au changement modérée a été observée pour le domaine Fonction de la main (RMS = 0,52, Wilcoxon Z = 4,24, P <0,05), le rétablissement après l’AVC (RMS = 0,57, Wilcoxon Z = 4,56, P <0,05) et le score total de la SIS (RMS = 0,50, Wilcoxon Z = 3,89, P <0,05).

Lin et al. (2010b) ont évalué la différence cliniquement importante (DCI) des 4 domaines physiques de la SIS 3.0 (Force, AVQ/AVD, Mobilité et Fonction de la main) auprès d’un échantillon de 74 patients en phase chronique de récupération d’un AVC. Les participants ont été assignés aléatoirement pour recevoir une Thérapie du mouvement par contrainte induite (TMCI), un entraînement bilatéral des bras (EBB) ou le programme de réadaptation habituel pour une période d’intervention de trois semaines. Les scores de changement suivants ont été relevés pour indiquer une amélioration vraie et fiable (Changement minimal détectable) : domaine Force = 24,0 ; domaine AVQ/AVD = 17,3 ; domaine Mobilité = 15,1 ; et domaine Fonction de la main = 25,9. Les scores moyens de changement suivants ont été considérés comme représentant une DCI : domaine Force = 9.2 ; domaine AVQ/AVD = 5,9 ; domaine Mobilité = 4,5 ; et domaine Fonction de la main = 17,8. Les valeurs de DCI ont été déterminées par l’indice d’ampleur de l’effet et par la comparaison avec un score global de changement (définie par un score de 10-15% dans le rétablissement global perçue les patients avant et après le traitement).

Note: Lin et al. (2010b) précisent que les estimations de la DCI peuvent avoir été influencées par l’âge des participants et le degré de sévérité de l’AVC au départ de l’étude. Les patients les plus jeunes devaient avoir un plus grand changement de score entre la période qui précède et qui suit le traitement pour avoir une amélioration cliniquement importante comparativement aux patients plus âgés. Ceux ayant une sévérité de symptômes au départ de l’étude plus élevée devaient démontrer davantage de changement entre la période qui précède et qui suit le traitement afin de démontrer des améliorations significatives. De plus, les résultats peuvent être limités aux patients ayant subi un AVC démontrant une amélioration après les thérapies de réadaptation se situant au stade III de Brunnstromm et ayant des habiletés cognitives suffisantes. Par conséquent, un plus grand échantillon est recommandé pour une validation future de ces résultats.

Ward et al. (2011) ont examiné la sensibilité au changement de la SIS-16 et d’autres mesures cliniques (STREAM, MIF) auprès d’un échantillon de 30 patients dans un contexte de réadaptation aiguë. Les scores de changement ont été évalués en utilisant le test des rangs signés de Wilcoxon et la sensibilité au changement a été évaluée en utilisant la Réponse moyenne standardisée (RMS). Des mesures ont été prises lors de l’admission et au moment du congé de l’unité de réadaptation en soins aigus (durée moyenne de séjour de 23,3 jours, étendue de 7 à 53 jours). Les scores de changement de la SIS-16 ont indiqué une amélioration statistiquement significative de l’admission au moment du congé (23,1, p <0,0001) et la sensibilité au changement s’est avérée importante (RMS = 1,65).

Guidetti et al. (2014) ont examiné la sensibilité au changement de la SIS 3.0 auprès d’un échantillon de 204 patients ayant subi un AVC, patients qui ont été évalués à 3 et 12 mois après l’AVC en utilisant le test de paires appariées de Wilcoxon. Un changement cliniquement significatif dans un domaine a été défini par un changement de 10-15 points entre les temps de mesure. Le domaine Participation et le score de rétablissement se sont avérés les domaines les plus sensibles au changement au cours de la première année post-AVC ; respectivement 27,5% et 29,4% des participants signalant un changement positif cliniquement significatif, et, respectivement 20% et 10,3% des participants déclarant un changement négatif cliniquement significatif de 3 à 12 mois après l’AVC. Les domaines Force et Fonction de la main ont également démontré des changements positifs cliniquement significatifs (respectivement, 23%, 18%) et des changements négatifs cliniquement significatifs (respectivement, 14,7%, 14,2%) de 3 à 12 mois après l’AVC. Des changements significatifs ont été relevés dans les scores dans les domaines Force (p = 0,045), Émotion (p = 0,001) et sur le score de rétablissement (p <0,001) de 3 à 12 mois après l’AVC. Les domaines Force, Fonction de la main et Participation ont obtenu l’impact perçu le plus élevé (c’est-à-dire les scores moyens les plus faibles) à 3 mois et 12 mois.

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Cet instrument a été développé par :

  • Pamela Duncan, PhD, PT
  • Dennis Wallace, PhD
  • Sue Min Lai, PhD, MS, MBA
  • Stephanie Studenski, MD, MPH
  • DallasJohnson, PhD, and
  • Susan Embretson, PhD.

Pour obtenir l’autorisation d’utiliser la SIS et ses traductions, veuillez contacter : MAPI Research Trust, contact@mapi-trust.org

Table des matières

Stroke Specific Quality of Life Scale (SS-QOL)

Évidences révisées en date du 19-08-2008
Auteur(s)* : Lisa Zeltzer, MSc OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

La Stroke Specific Quality Of Life Scale (SS-QOL) est une mesure centrée sur le patient visant à offrir une évaluation de la qualité de vie liée à la santé, spécifique aux patients ayant subi un AVC.

Note : Les noms des instruments de mesure qui, en anglais, sont identifiés et nommés par des noms de genre féminin en français – ex. « Batterie » (Battery), « Catégorie » (Category), « Échelle » (Scale, Ladder), « Évaluation » (Assessment) ou « Mesure » (Measure) – sont traduits en français par le genre féminin.

Revue détaillée

But de la mesure

La Stroke Specific Quality Of Life Scale (SS-QOL) est une mesure centrée sur le patient visant à offrir une évaluation de la qualité de vie liée à la santé, spécifique aux patients ayant subi un AVC.

Versions disponibles

La SS-QOL a été publiée et validée en 1999 par Williams, Weinberger, Harris et Clark.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Les domaines et les items de l’échelle proviennent d’une série d’entrevues effectuée avec des patients ayant subi un AVC (Williams et al., 1999a).

Les patients doivent répondre à chaque question de la SS-QL en se référant à la dernière semaine. C’est une échelle auto-administrée comprenant 49 items dans 12 domaines :

  • Mobilité (6 items)
  • Énergie (3 items)
  • Fonction du membre supérieur (5 items)
  • Travail/productivité (3 items)
  • Humeur (5 items)
  • Soins personnels (5 items)
  • Rôles sociaux (5 items)
  • Rôles familiaux (3 items)
  • Vision (3 items)
  • Langage (5 items)
  • Réflexion (3 items)
  • Personnalité (3 items)

Sous-échelles :

Énergie, Fonction du membre supérieur, Travail/Productivité, Humeur, Soins personnels, Rôles sociaux, Rôles familiaux, Vision, Langage, Réflexion et Personnalité.

Équipements :

Seulement le test et un crayon sont nécessaires.

Formation :

Aucune formation n’est nécessaire, puisque la SS-QOL a été conçue pour être auto-administrée. Une étude suggère que l’échelle peut être administrée par téléphone aux patients ayant subi un AVC de façon fiable (Williams, Redmon, Saul & Weinberger, 2000).

Durée :

Il faut environ 10 à 15 minutes pour compléter la SS-QOL.

Cotation :

Les items sont cotés sur une échelle de Likert de 5 points. Il y a 3 ensembles de réponses différents (voir le tableau ci-dessous). Les patients doivent répondre à chaque item en utilisant l’ensemble de réponses correspondant tel qu’indiqué sur l’échelle (Williams et al., 1999a). Par exemple, l’item « avez-vous eu de la difficulté à effectuer les tâches quotidiennes dans la maison ? » nécessite l’ensemble de réponses 2, qui varie de « ne pouvait pas le faire du tout » à « aucune difficulté ».

Ensembles de réponses :

1. Aide totale 2. Beaucoup d’aide 3. Aide modérée 4. Un peu d’aide 5. Aucune aide nécessaire
1. Ne pouvait pas le faire du tout 2. Beaucoup de difficultés 3. Un peu de difficultés 4. Très peu de difficultés 5. Aucune difficulté
1. Fortement en accord 2. Plutôt en accord 3. Ni en accord, ni en désaccord 4. Plutôt en désaccord 5. Fortement en désaccord

De plus hauts scores indiquent un meilleur fonctionnement. La SS-QOL fournit des scores pour les domaines et un score sommaire global SS-QOL. Les scores pour les domaines sont des moyennes non pondérées des items associés, alors que le score sommaire est une moyenne non pondérée de tous les scores des douze domaines (Williams et al. 1999b).

Versions alternative de la SS-QOL

The Stroke and Aphasia Quality Of Life Scale (SAQOL-39 – Hilari, Byng, Lamping, & Smith, 2003).

Développée à partir de la SS-QOL pour être utilisé auprès de personnes présentant de l’aphasie à long terme, le SAQOL-39 comprends 4 domaines (Physique, Psychosocial, Communication et Énergie). Il s’agit d’une échelle auto-administrée complétée lors d’une entrevue. Elle contient des énoncés modifiés de la SS-QOL pour s’assurer de leur pertinence auprès de personnes avec aphasie. La SAQOL-39 contient 4 énoncés supplémentaire pour augmenter la validité de contenu de l’échelle auprès de cette population. Ces 4 énoncés mettent l’accent sur les difficultés en lien avec la compréhension du langage, la prise de décisions et les conséquences des difficultés de communication sur la famille et la vie sociale.

Hilari et al. (2003) ont relevé que la SAQOL-39 présente une bonne acceptabilité, une cohérence interne allant d’adéquate à excellente (alpha de Cronbach variant de 0,74 à 0,94), une excellente fidélité test-retest (coefficient de corrélation intraclasse = 0,89 à 0,98), et une validité de construit allant de faible à excellente (corrélations totales pour les domaines corrigés, r = 0,38 à 0,58 ; validité convergente, r = 0,55 à 0,67 ; validité discriminante, r = 0,02 à 0,27). D’autres études sont nécessaires pour confirmer les propriétés psychométriques et documenter la pertinence de l’échelle comme mesure clinique.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les individus ayant subi un AVC léger ou modéré.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Les patients n’ayant pas subi d’AVC. La SS-QOL a été développée et validée spécifiquement pour les individus ayant subi un AVC et a été testée pour une utilisation seulement auprès de cette population.
  • Les individus ayant subi un AVC sévère. À ce jour, la SS-QOL n’a pas encore été testée auprès de patients ayant subi un AVC sévère.
  • Elle doit être utilisée avec précaution avec les patients ayant de l’aphasie. Bien que la version modifiée de l’échelle, la SAQOL-39, a été validée pour l’utilisation auprès de patients présentant de l’aphasie à long terme, il s’agit d’une mesure relativement récente qui nécessite des tests psychométriques supplémentaires.
  • Les patients ayant besoin d’un proche aidant pour la compléter. Une étude menée par Williams et al. (2006) a comparé les évaluations des proches aidants sur la SS-QOL à l’auto-administration par les patients auprès de 225 paires patient-proche aidant. Les proches aidants ont coté tous les domaines de la SS-QOL plus faiblement que les patients. Le coefficient de corrélation intraclasse (CCI) pour chaque domaine allait de faible (r = 0,30 pour la fonction de rôles) à adéquat (r = 0,59 pour la fonction physique). Le score global sur la SS-QOL a également été évalué plus faiblement par les proches aidants que par les patients (3,7 vs 3,4) avec un CCI de r = 0,41. Il est recommandé que les informations obtenues par les proches aidants soient considérées comme supplémentaires plutôt que comme informations de fond, et que le recours à un proche aidant se limite aux individus vivant avec ou étant en contact quotidien avec le patient (Snow, Cook, Lin, Morgan & Magaziner, 2005; Muus, Petzold & Ringsberg, 2009).
  • Pour les patients qui nécessitent le recours à un proche aidant, la Stroke Impact Scale est une mesure plus fiable et valide pour évaluer de la qualité de vie liée à la santé (Duncan, Lai, Tyler, Perera, Reker, & Studenski, 2002).

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

  • Danois (SS-QOL-DK) : traduction Muus & Ringsberg, 2005 et validation Muus, Williams & Ringesberg, 2007.
  • Allemand : traduction et étude de validation initiale Ewart & Stucki, 2007. L’étude de validation initiale a révélé la validité du score total de la SS-QOL Allemand, toutefois, certaines sous-échelles (Énergie, Humeur et Raisonnement) n’ont pas été validées. Des recherches supplémentaires sont nécessaires.

Sommaire

Que mesure l’outil ? La qualité de vie liée à la santé
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? La SS-QOL a été développée pour être utilisée avec les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration Il faut environ 10 à 15 minutes pour la compléter.
Versions La Stroke and Aphasia Quality Of Life Scale (SAQOL-39).
Langues Développée en anglais. Traduite et validée en danois. Traduite en allemand.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Une étude a examiné la cohérence interne de la SS-QOL et a relevé une cohérence interne allant d’adéquate (pour la sous-échelle Travail/Productivité) à excellente (pour la sous-échelle Soins personnels).

Test-retest :
Une étude a examiné la fidélité test-retest de la SS-QOL et a relevé une excellente fidélité.

Inter-juges :
Une étude a examiné la fidélité inter-juges de la SS-QOL et a relevé une excellente fidélité.
Validité Critère :
Prédictive:
Le score sommaire de la SS-QOL a prédit de façon significative la qualité de vie globale post-AVC liée à la santé.

Construit :
Convergente :
La plupart des domaines de la SS-QOL ont corrélé avec l’Indice de Barthel, l’Inventaire de dépression de Beck, et les sous-échelles de la SF-36.
Effets plancher/plafond Une étude a relevé des effets de plafond dépassant 20 % dans 10 des 12 domaines de la SS-QOL et un effet de plancher de 24 % dans le domaine Énergie. Un effet de plancher ou de plafond supérieur à 20 % est généralement considéré comme faible.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ?

Une étude a relevé que la SS-QOL avait seulement une capacité modérée de détecter le changement chez les patients entre 1 et 3 mois post-AVC. Une étude subséquente portant sur une version de la SS-QOL en langue alternative a relevé une capacité allant de petite à modérée de détecter le changement chez les patients entre 3 et 12 mois post-AVC. Dans une étude ultérieure, le changement minimal cliniquement significatif pour les sous-échelles Mobilité, Soins personnels et Fonction du membre supérieur a été défini comme un changement moyen sur le score de la SS-QOL d’au moins 1,5, 1,2 et 1,2 respectivement.
Acceptabilité Des recherches supplémentaires sur la fidélité, la validité et la sensibilité de la SS-QOL sont nécessaires avec un plus grand nombre de sujets. Cette mesure n’a pas été testée auprès de patients sévèrement atteints à la suite d’un AVC. Pour les patients aphasiques, la SAQOL-39 est une version de la mesure plus appropriée, toutefois, c’est une mesure relativement récente qui nécessite des tests psychométriques supplémentaires. Cette échelle n’est pas appropriée pour l’utilisation par un proche aidant.
Faisabilité Aucune formation n’est nécessaire pour la SS-QOL, puisque la mesure a été conçue pour être auto-administrée. La mesure est simple à coter et est basée sur une échelle de Likert de 5 points.
Comment obtenir l’outil ? Cliquez ici pour obtenir un exemplaire de la SS-QOL (en anglais).

Propriétés psychométriques

Résumé

La Stroke Specific Quality of Life Scale (SS-QOL) est une nouvelle échelle qui n’a pas été bien étudiée au moment des travaux pour cette revue. Elle n’a pas été testée auprès de populations ayant subi un AVC sévère. À notre connaissance, les créateurs de la SS-QOL ont personnellement recueilli la majorité des données psychométriques qui sont présentement publiées sur l’échelle. Des recherches supplémentaires sur la fidélité, la validité et la sensibilité de la SS-QOL sont nécessaires avec un plus grand nombre de sujets.

Effets plancher/plafond

Czechowsky et Hill (2002) ont examiné la SS-QOL et ont relevé des effets de plafond excédant 20% dans 10 des 12 domaines de la SS-QOL, et des effets de plancher de 24% dans le domaine Énergie. Des effets de plancher et de plafond excédant 20% sont généralement considérés comme faibles.

Fidélité

Cohérence interne :
Williams et al. (1999a) ont examiné la cohérence interne de la SS-QOL auprès de 34 individus ayant subi un AVC et ont relevé que l’alpha de Cronbach varie d’adéquat (alpha = 0,75 pour la sous-échelle Travail/Productivité) à excellent (alpha = 0,89 pour les Soins personnels), ce qui suggère que la SS-QOL a une forte cohérence interne.

Test-retest :
Dans une étude par Williams et al. (2000), la SS-QOL a été administrée par un interviewer formé à 47 survivants d’un AVC et de nouveau dans les 2 heures suivant l’entrevue initiale. Les scores sur la SS-QOL ont fortement corrélés (r = 0,92), démontrant une excellentefidélité test-retest.

Inter-juges :
La SS-QOL a également été administrée par un interviewer formé à 24 survivants d’un AVC et ensuite un second interviewer formé a administré de nouveau la SS-QOL 2 heures après la première entrevue. Les scores sur la SS-QOL ont fortement corrélés (r = 0,92), démontrant une excellentefidélité inter-juges.

Validité

Critère :

Prédictive :
Williams et al. (1999b) ont administré la SS-QOL à un total de 71 patients, 1 mois après un AVC ischémique. Une analyse multivariée a démontré que le score sommaire sur la SS-QOL a prédit de manière significative la qualité de vie globale post-AVC liée à la santé (OR = 2,97). Lorsque les scores ont été examinés au niveau des domaines, seulement un domaine, Rôles familiaux, s’est avéré significativement différent entre les groupes, avec des scores plus élevés chez les patients avec une meilleure qualité de vie globale liée à la santé.

Construit :

Convergente :
Williams et al. (1999a) ont examiné la validité de la SS-QOL auprès de 34 survivants d’un AVC et ont relevé que la plupart des domaines de la SS-QOL ont corrélés avec l’Indice de Barthel, l’Inventaire de dépression de Beck et les sous-échelles de la SF-36. Les domaines Énergie, Rôles familiaux, Mobilité et Travail/Productivité ont significativement été associés avec les sous-échelles correspondantes de la SF-36. Le score total sur la SS-QOL a corrélé d’excellente façon avec la cote globale d’état de santé de la SF-36 (r = 0,65). Le domaine Soins personnels a corrélé de façon adéquate avec l’Indice de Barthel (r = 0,45). La Fonction du membre supérieur a démontré une relation positive, mais faible, avec l’Indice de Barthel et le score du Membre supérieur de la National Institutes ofHealth Stroke Scale (r = 0,18).

Toutefois, dans cette étude, certains domaines n’ont pas démontré de relations significatives avec leurs mesures correspondantes. Les scores dans les domaines Langage et Raisonnement n’ont pas été associés avec les items sélectionnés de la National Institutes of Health Stroke Scale (respectivement, r = 0,00 et r = 0,10). Cela s’est très probablement produit parce que les patients ayant des troubles du langage et des atteintes cognitives ont été exclus, c’est-à-dire qu’il n’y avait aucun patient avec un score > 1 sur ces items. De plus, le domaine Rôles sociaux de la SS-QOL n’a pas été associé avec le score de la sous-échelle Vie et relations avec les autres de la SF-36 (r = 0,01). Finalement, le domaine Vision de la SS-QOL n’a pas corrélé avec les scores de la National Institutes of Health Stroke Scale Visual Field and Ocular Movement (r = 0,11).

Sensibilité au changement

Williams et al. (1999a) ont examiné les scores de l’ampleur de l’effet standardisé pour l’intervalle entre 1 et 3 mois post-AVC auprès de 34 individus ayant subi un AVC. Les ampleurs de l’effet ont varié de petites (AE = 0,20 pour le domaine Personnalité) à grandes (AE = 0,83 pour le domaine Rôles sociaux). La moitié des domaines de la SS-QOL ont démontré des ampleurs de l’effet moins que modérées. L’ensemble de réponses « quantité d’aide » semble manquer de sensibilité au changement. Les résultats de cette étude démontrent que la SS-QOL a seulement une sensibilité au changement adéquate.

Muus et al. (2011) ont examiné la sensibilité au changement de la version danoise de la SS-QOL (SSQOL-DK). Les patients ont été évalués à 3 et 12 mois après l’AVC. De petites ampleurs de l’effet standardisé ont été relevées pour tous les domaines (-0,03-0,40), à l’exception du domaine Rôles sociaux qui a démontré une ampleur de l’effet standardisée modérée (-0,53).

Lin, Fu, Wu & Hsieh (2011) ont examiné la Différence minimale cliniquement importante des sous-échelles Mobilité, Soins personnels et Fonction du membre supérieur de la SS-QOL. L’étude a inclus 74 patients ayant subi un AVC et admis en réadaptation, et la SS-QOL a été administrée au départ de l’étude et à 3 semaines. Les étendues de la Différence minimale cliniquement importante pour les sous-échelles Mobilité, Soins personnels et Fonction du membre supérieur se sont avérées respectivement de 1,5 -2,4 ; 1,2 – 1,9 ; et 1,2 – 1,8. Les résultats de l’étude indiquent que le changement moyen de score sur les sous-échelles Mobilité, Soins personnels et Fonction du membre supérieur doit atteindre respectivement 1,5 ; 1,2 ; et 1,2 afin que le changement soit interprété comme cliniquement significatif.

Références

  • Czechowsky, D., Hill, M. D. (2002). Neurological Outcome and Quality of Life after Stroke due to Vertebral Artery Dissection. Cerebrovascular Diseases, 13, 192-197.
  • Duncan, P. W., Lai, S. M., Tyler, D., Perera, S., Reker, D. M., Studenski, S. (2002). Evaluation of proxy responses to the Stroke Impact Scale. Stroke, 33, 2593-2599.
  • Ewart, T. & Stucki, G, (2007). Validity of the SS-QOL in Germany and in survivors of hemorrhagic or ischemic stroke. Neurorehabilitation and Neuro Repair, 21, 161-168.
  • Hilari, K., Byng, S., Lamping, D. L., Smith, S. C. (2003). Stroke and Aphasia Quality of Life Scale-39 (SAQOL-39): Evaluation of acceptability, reliability, and validity. Stroke, 34, 1944-1950.
  • Lin, K-C., Fu, T., Wu, C-Y. & Hsieh, C-J. (2011). Assessing the stroke-specific quality of life for outcomes measurement in stroke rehabilitation: Minimal detectable change and clinically important difference. Health and Quality of Life Outcomes, 9, 5. Retrieved April 25, 2012 from Sage Journals database.
  • Muus, I., Christensen, D., Petzold, M., Harder, I., Johnsen, S.P., Kirkevold, M., Ringsberg, K.C. (2011). Responsiveness and sensitivity of the Stroke Specific Quality of Life Danish version. Disability and Rehabilitation, 33(25-26), 2425-2433.
  • Muus, I., Petzold, M. & Ringsberg, K.C. (2009). Health-related quality of life after stroke: Reliability of proxy responses. Clinical Nursing Research, 18(2), 103-118.
  • Muus, I., Ringsberg, K. C. (2005). Stroke Specific Quality of Life Scale: Danish adaptation and a pilot study for testing psychometric properties. Scand J Caring Sci, 19, 140-147.
  • Muus, I., Williams, L.S. & Ringsberg, K.C. (2007). Validation of the Stroke Specific Quality of Life Scale (SS-QOL): Test of reliability and validity of the Danish version (SS-QOL-DK). Clinical Rehabilitation, 21, 620-627.
  • Snow, A.L., Cook, K.F., Lin, P.S., Morgan, R.O. & Magaziner, J. (2005). Proxies and other external raters: Methodological considerations. Health Services Research, 40(5), 1976-1693.
  • Williams, L. S., Weinberger, M., Harris, L. E., Clark, D. O., Biller, J. (1999a). Development of a stroke-specific quality of life scale. Stroke, 30(7), 1362-1369.
  • Williams, L. S., Weinberger, M., Harris, L. E., Biller, J. (1999b). Measuring quality of life in a way that is meaningful to stroke patients. Neurology, 53, 1839-1843.
  • Williams, L. S., Redmon, G., Saul, D. C., Weinberger, M. (2000). Reliability and telephone validity of the Stroke-specific Quality of Life (SS-QOL) scale. Stroke, 32, 339-b.
  • Williams, L. S., Bakas, T., Brizendine, E., Plue, L., Tu, W., Hendrie, H., Kroenke, K. (2006). How valid are family proxy assessments of stroke patients’ health-related quality of life? Stroke, 37, 2081-2085.

Voir la mesure

Veuillez cliquer ici pour un exemplaire de la Stroke-Specific-Quality-of-Life-Scale (SS-QOL).

Table des matières

Toronto Bedside Swallowing Screening Test (TOR-BSST©)

Évidences révisées en date du 18-02-2019
Auteur(s)* : Annabel McDermott, OT
Réviseur expert : Trixie Reichardt, MHSc, RD, Rosemary Martino, PhD
Version française en traduction libre : Gabriel Plumier
Cohérence du contenu et de la traduction : Gabriel Plumier

But

Le Toronto Bedside Swallowing Screening Test (TOR-BSST©) est un outil de dépistage qui identifie les patients à risque de dysphagie suite à un AVC.

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Le Toronto Bedside Swallowing Screening Test (TOR-BSST©) est un outil de dépistage qui identifie les patients à risque de dysphagie suite à un AVC.

Versions disponibles

Il existe une version du TOR-BSST©. Voir : https://swallowinglab.com/tor-bsst/.

Caractéristiques de l’outil de mesure

Items :

Le TOR-BSST© est composé de 5 items :

  1. Qualité vocale de base
  2. Mouvement de la langue
  3. Essai avec 50 ml d’eau
  4. Tasse à petite gorgée
  5. Jugement final de la qualité vocale

Cotation :

Le TOR-BSST© utilise une notation binaire (c.-à-d. anormale/normale) pour chaque item. L’échec sur l’un des items interrompt le dépistage pour une référence immédiate à un orthophoniste spécialiste de la dysphagie.

Ce qu’il faut considérer avant de commencer :

Le TOR-BSST© ne doit être utilisé qu’avec des patients alertes, capables de s’asseoir droit à 90 degrés, et capables de suivre des instructions simples. Les patients qui ne peuvent rencontrer ces lignes directrices ne devraient pas faire l’objet d’un dépistage, mais plutôt être dirigés vers un orthophoniste pour une évaluation.

Les lignes directrices internationales sur les meilleures pratiques recommandent qu’après un AVC, les patients doivent subir un dépistage des difficultés de déglutition avant de consommer des aliments, des liquides ou des médicaments par voie orale. Le dépistage doit être effectué par un personnel spécialement formé, à l’aide d’un outil de dépistage validé. La déglutition devrait faire l’objet d’un dépistage dès que possible après l’admission, lorsque le patient est en mesure d’y participer. Les patients qui échouent au dépistage de la déglutition devraient être dirigés vers un orthophoniste pour une évaluation complète de la déglutition. Pour les patients dont le risque d’aspiration et/ou de dysphagie est confirmé comme étant élevé, une évaluation instrumentale (telle qu’un examen par vidéofluoroscopie de la déglutition et/ou une évaluation par fibre optique de la déglutition) devrait être effectuée.

Durée :

Le TOR-BSST© prend moins de 10 minutes pour être administré et coté. L’administration cesse immédiatement en cas d’échec de l’évaluation de l’un des items.

Formation :

Le TOR-BSST© peut être administré par des professionnels de la santé qui ont suivi le programme requis de formation didactique normalisé de 4 heures. La formation didactique est suivie d’observations individuelles de la formation et des compétences. La formation est dispensée par des orthophonistes qui ont suivi la formation de formateurs « TOR-BSST© Training for the SLP Dysphagia Expert ».

Voir The Swallowing Lab (https://swallowinglab.com/tor-bsst/) pour plus de détails.

Équipement :

Le TOR-BSST© est un formulaire d’une page recto verso qui comprend des instructions normalisées pour l’administration.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Le TOR-BSST© convient aux personnes ayant subi un AVC dans tout le continuum des phases de récupération post-AVC (Martino et al., 2009).
  • Le TOR-BSST© est en cours de validation pour l’utilisation auprès de patients gravement malades qui ont subi une intubation prolongée et qui peuvent être à risque de problèmes de déglutition.

Ne devrait pas être utilisé avec:

  • Suite à un AVC, les patients doivent être évalués et pris en charge conformément aux lignes directrices des meilleures pratiques en matière de dysphagie. Le TOR-BSST© ne doit pas être utilisé chez les personnes dont la vigilance ou les facultés cognitives sont diminuées ou chez celles qui sont nourries par sonde. Les patients qui sont nourris par sonde ont déjà été identifiés comme présentant de la dysphagie et devraient donc être référés à un orthophoniste pour une évaluation et une prise en charge complètes.

Langues de la mesure

  • Anglais
  • Français
  • Chinois
  • Allemand
  • Italien
  • Portugais (Brésil)

Sommaire

Que mesure l’outil ? Risques de dysphagie suite à un AVC.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Le TOR-BSST© a été développé pour les personnes ayant subi un AVC dans tout le continuum des phases de récupération post-AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Outil de dépistage.
Temps d’administration Dix minutes.
Versions Il existe une version du TOR-BSST©.
Langues Anglais, Français, Chinois, Allemand, Italien et Portugais (Brésil).
Propriétés psychométriquesl
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du TOR-BSST©.

Test-retest :
Aucune étude n’a examiné la fidélité test-retest du TOR-BSST©.

Intra-juge :
Aucune étude n’a examiné la fidélité intra-juge du TOR-BSST©.

Inter-juges :
Deux études ont relevé une excellente fidélité inter-juges du TOR-BSST©.
Validité Contenu :
L’élaboration du TOR-BSST© a nécessité la génération d’items à partir d’un examen systématique et d’une réduction subséquente des items, en combinaison avec une consultation avec des orthophonistes experts.

Critère :
Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante du TOR-BSST©.

Prédictive :
Une étude a mené un essai diagnostique contrôlée et randomisée du TOR-BSST© en comparaison avec un examen par vidéofluoroscopie.

Construit :
Convergente/discriminante :
Aucune étude n’a examiné la validité convergente ou discriminante du TOR-BSST©.

Groupes connus :
Aucune étude n’a examiné la validité de groupes connus du TOR-BSST©.
Effets plancher / plafond N/A
Est-ce que l’outil peut détecter un changement chez un patient? Le TOR-BSST© est conçu comme un test de dépistage et évalué à l’aide de réponses binaires ; il n’est donc pas destiné à détecter les changements.
Acceptabilité – Le TOR-BSST© est rapide à administrer.
– Le TOR-BSST© nécessite une formation spécialisée.
Faisabilité Le TOR-BSST© convient à l’administration dans les établissements de soins aigus et de réadaptation. L’outil de dépistage est facilement transportable et rapide à administrer, à coter et à interpréter.
Comment se procurer l’outil ? Cliquer ici pour recevoir plus d’informations au sujet du TOR-BSST© (en anglais seulement).

Propriétés psychométriques

Résumé

Le TOR-BSST© a été développé et validé par le Dr Martino du Laboratoire sur la déglutition, University Health Network, Université de Toronto.

Une revue de la littérature a été menée afin de répertorier toutes les publications pertinentes relatives aux propriétés psychométriques du TOR-BSST©. Quatre études ont été identifiées.

Effets plancher/plafond

Le TOR-BSST© est un test de dépistage à 5 items pour déterminer le risque de dysphagie. Le dépistage cesse immédiatement en cas d’échec de l’évaluation de l’un des items.

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du TOR-BSST©.

Test-retest :
Aucune étude n’a examiné la fidélité test-retest du TOR-BSST©.

Intra-juge :
Aucune étude n’a examiné la fidélité intra-juge du TOR-BSST©.

Inter-juges :
Martino et al. (2009) ont établi la fidélité inter-juges du TOR-BSST© auprès des 50 premiers patients ayant subi un AVC recrutés, en utilisant les coefficients de corrélation intraclasse (CCI) et les intervalles de confiance (IC) à 95 %. Les résultats indiquent une excellente fidélité inter-juges (ICC=0,92 ; CI allant de 0,85 à 0,96).

Martino et al. (2006) ont examiné la fidélité inter-juges sur 24 heures du score total du dépistage et des items du TOR-BSST©, en utilisant les statistiques kappa, auprès d’un échantillon de 286 patients ayant subi un AVC (composé de 78 patients en phase aiguë et de 208 patients en phase subaiguë ou chronique de récupération post-AVC). Les résultats ont indiqué une fidélité modérée pour le score total, avec une fidélité plus élevée tôt après la formation (k = 0,90). La fidélité des items variait de faible à adéquate ; l’item Avaler de l’eau (comprenant les deux items Essai avec 50 ml d’eau et la Tasse à petite gorgée) s’est avéré le plus fiable (k = 0,82 ; IC 0,66-0,98).

Validité

Contenu :

La génération initiale des items du TOR-BSST© est le résultat d’une revue systématique de l’exactitude et des avantages des tests non invasifs de dépistage de la dysphagie au chevet du patient (voir Martino, Pron & Diamant, 2000). Deux items se sont révélés être des prédicteurs précis de la dysphagie par évaluation par vidéofluroscopie de l’aspiration, et deux autres ont été jugés prometteurs (quoique incohérents) en termes de capacité prédictive :

  1. Dysphonie/toux pendant l’essai de déglutition avec 50 ml d’eau
  2. Sensation pharyngée altérée
  3. Diminution du mouvement de la langue
  4. Dysphonie générale – voix avant ou après la prise d’eau

Le dernier item, la dysphonie générale, a été défini comme deux sous-éléments (voix avant, voix après).

Le nombre d’items a ensuite été réduit en comparant les résultats positifs des cinq items avec le score total. L’item Avaler de l’eau a contribué pour 25 % au score positif total, ce qui indique qu’il s’agit de l’item le plus fréquent pour identifier la dysphagie. L’item Mouvements de la langue a contribué pour 8 % au score total positif. Les autres items ont contribué pour moins de 5 % chacun au score total positif et ont donc été éliminés après examen de leur application pratique, tel que déterminé par des orthophonistes experts. Ces cliniciens experts ont considéré que l’item Sensation pharyngée n’était pas pratique en raison de la difficulté de faire la distinction avec un réflexe nauséeux en milieu clinique.

Martino et al. (2014) ont effectué une analyse descriptive des items auprès de l’échantillon initial de 311 patients en phase aiguë de récupération post-AVC ou admis en réadaptation post-AVC. Le TOR-BSST© a été alors administré par des infirmières qualifiées. Les items ont été éliminés individuellement pour évaluer l’impact de chaque item sur le score total. Les résultats ont démontré que l’item Avaler de l’eau contribuait le plus significativement à l’identification de la dysphagie, identifiant 42,7% des patients en phase aiguë de récupération et 29,0% des patients admis en réadaptation post-AVC.

Critère :

Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante du TOR-BSST©.

Prédictive :
Martino et al. (2009) ont examiné la validité prédictive du TOR-BSST© en comparaison avec un examen par vidéofluoroscopie de la déglutition (utilisé comme étalon de mesure), et en identifiant toute physiologie anormale de la déglutition, y compris tous les niveaux de sévérité. L’étude diagnostique contrôlée randomisée comprenait quatre orthophonistes à l’aveugle et 68 patients en phase aiguë de récupération post-AVC, ou admis en réadaptation post-AVC. Neuf participants ayant subi un AVC ont été éliminés lorsque les évaluations du TOR-BSST© et de l’examen par vidéofluoroscopie ont été effectuées à plus de 24 heures d’intervalle, conformément aux critères définis pour le recrutement. L’examen par vidéofluoroscopie a été utilisé pour confirmer les résultats obtenus par le dépistage effectué par le TOR-BSST© ; les cliniciens ont évalué les images de l’examen par vidéofluoroscopie selon trois échelles normalisées : (1) la Penetration Aspiration Scale; (2) le sous-score de dysphagie de la Mann Assessment of Swallowing Ability (MASA) ; et (3) le sous-score d’aspiration du MASA. Sur l’ensemble de l’échantillon de patients en phase aiguë de récupération post-AVC ou admis en réadaptation post-AVC, les résultats ont démontré que 61 % (n = 36) des patients ne présentaient pas de dysphagie, contre 39 % (n = 23) avec dysphagie. Ces résultats indiquent une grande précision dans la prédiction de la dysphagie à l’aide du TOR-BSST©, où la dysphagie est définie par aspiration et/ou anomalie physiologique selon l’examen par vidéofluoroscopie.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Aucune étude n’a examiné la validité convergente ou discriminante du TOR-BSST©.

Groupes connus :
Aucune étude n’a examiné la validité de groupes connus du TOR-BSST©.

Sensibilité et spécificité :

Martino et al. (2009) ont examiné la sensibilité du TOR-BSST© en comparaison avec un examen par vidéofluoroscopie de la déglutition auprès de 68 patients en phase aiguë de récupération post-AVC ou admis en réadaptation post-AVC. Neuf participants ayant subi un AVC ont été éliminés lorsque les évaluations du TOR-BSST© et de l’examen par vidéofluoroscopie ont été effectuées à plus de 24 heures d’intervalle. Le TOR-BSST a démontré une sensibilité de 91,3 % (IC, 71,9 – 98,7) et une spécificité de 66,7 % (IC, 49,0 – 81,4) chez tous les patients. La sensibilité et la spécificité étaient de 96,3 % et 63,6 % (respectivement) chez les patients en phase aiguë de récupération post-AVC, et de 80,0 % et 68,0 % (respectivement) chez les patients admis en réadaptation post-AVC. Le TOR-BSST© a démontré une valeur prédictive négative élevée de 93,3 % et 89,5 %, respectivement chez les participants en phase aiguë de récupération post-AVC et ceux en réadaptation post-AVC.

Martino et al. (2014) ont effectué l’analyse de la sensibilité du TOR-BSST© auprès de l’échantillon initial de 311 patients en phase aiguë de récupération post-AVC ou admis en réadaptation post-AVC. Le TOR-BSST© a été administré par des infirmières formées en utilisant 10 cuillères à thé standard d’eau dans une tasse à petite gorgée. Un dépistage positif a été observé chez 59,2 % des patients en phase aiguë de récupération post-AVC (n = 103) et 38,5 % des patients admis en réadaptation post-AVC (n = 208).

Martino et al. (2014) ont examiné plus en détail la sensibilité du TOR-BSST© lors de la modification de l’administration en fonction du volume d’eau absorbé. En utilisant l’échantillon original de Martino et al. (2009), la sensibilité a été examinée lors de l’administration de 1 à 10 cuillères à thé d’eau afin de déterminer le seuil acceptable pour identifier la dysphagie. Parmi tous les participants (n=311), la sensibilité variait de modérée à excellente pour 5, 8 et 10 cuillerées à thé d’eau (respectivement, pour 79 %, 92 % et 96 %). Chez les patients en phase aiguë de récupération post-AVC ou admis en réadaptation post-AVC, la sensibilité était de 84 % et 75 % (respectivement) pour 5 cuillerées à thé d’eau, de 93 % et 92 % (respectivement) pour 8 cuillerées à thé d’eau, et de 95 % et 97 % (respectivement) pour 10 cuillerées à thé d’eau. Les résultats indiquent une plus grande précision lors de l’administration de 10 x 5 ml cuillères à thé d’eau, conformément aux lignes directrices d’évaluation initiales.

Références

  • Martino, R., Maki, E., & Diamant, N. (2014). Identification of dysphagia using the Toronto Bedside Swallowing Screening Test (TOR-BSST©): are 10 teaspoons of water necessary? International Journal of Speech-Language Pathology, 16(3), 193-8. https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/24833425
  • Martino, R., Nicholson, G., Bayley, M., Teasell, R., Silver, F., & Diamant, N. (2006). Interrater reliability of the Toronto Bedside Swallowing Screening Test (TOR-BSST©) [Abstract]. Dysphagia, 21(4), 287-334. https://doi.org/10.1007/s00455-006-9044-5
  • Martino, R., Pron, G., & Diamant, N. (2000). Screening for oropharyngeal dysphagia in stroke: insufficient evidence for guidelines. Dysphagia, 15, 19-30. https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/10594255
  • Martino, R., Silver, F., Teasell, R., Bayley, M., Nicholson, G., Streiner, D.L., & Diamant, N.E. (2009). The Toronto Bedside Swallowing Screening Test (TOR-BSST): Development and validation of a dysphagia screening tool for patients with stroke. Stroke, 40, 555-61. https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/19074483

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Autres mesures de la dysphagie :

Évaluations instrumentales :

  • Examen par vidéofluoroscopie de la déglutition (utilisé comme étalon de mesure)
  • Évaluation par fibre optique de la déglutition
  • Rosenbeck’s Penetration Aspiration Scale

Évaluations cliniques au chevet du patient :

  • The Modified Mann Assessment of Swallowing Ability (Modified MASA)

Outils de dépistage :

  • Massey Bedside Swallowing Screen Volume-Viscosity Swallowing Test (Clave et al., 2008)
  • The Gugging Swallowing Screen (GUSS) (Trapl et al., 2007)
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