But

L’Assessment of Motor and Process Skills (AMPS) est un outil d’évaluation observationnel qui permet une évaluation simultanée des habiletés motrices et des habiletés opératoires. Elle permet également d’évaluer les effets de ces habiletés sur les capacités d’un individu de réaliser les activités de la vie quotidienne (AVQ) qui sont complexes ou instrumentales et personnelles. L’AMPS est constituée de 16 items concernant les habiletés motrices et de 20 items concernant les habiletés opératoires.

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

L’Assessment of Motor and Process Skills (AMPS) est un outil d’évaluation observationnel qui permet une évaluation simultanée des habiletés motrices et des habiletés opératoires. Elle permet également d’évaluer les effets de ces habiletés sur les capacités d’un individu de réaliser les activités de la vie quotidienne (AVQ) qui sont complexes ou instrumentales et personnelles. L’AMPS est constituée de 16 items concernant les habiletés motrices et de 20 items concernant les habiletés opératoires.

Les habiletés motrices sont les actions observables et dirigées par un but que les gens effectuent durant les tâches formant les AVQ, afin de se déplacer ou de déplacer des objets nécessaires aux tâches (ex. marcher, transporter des objets, atteindre et manipuler des objets, positionner son corps).

Les habiletés opératoires réfèrent aux capacités d’un individu de placer logiquement dans le temps les actions inclues dans une des tâches des AVQ (ex. initier et séquencer les actions, utiliser le matériel et les outils appropriés, adapter ses actions lorsque des problèmes sont rencontrés).

L’AMPS est basée sur une approche d’évaluation «descendante». L’utilisation de cette approche signifie que l’évaluation par l’AMPS commence «avec les capacités de l’individu de réaliser les tâches de la vie quotidienne qu’il ou elle a besoin de réaliser pour remplir ses rôles avec compétence et satisfaction» (Fisher, 2003). L’approche «descendante» (top down) implique d’en apprendre plus sur les préoccupations d’un client concernant une occupation et ensuite d’observer le client en train de réaliser cette occupation. Au travers du processus d’observation, le thérapeute est capable d’utiliser un raisonnement clinique pour identifier les déficits fonctionnels sous-jacents, ce qui lui permet ensuite d’intervenir pour compenser ces déficits, lorsque cela est possible.

La qualité de la performance occupationnelle d’une personne est évaluée en cotant l’effort, l’efficacité, la sécurité et l’indépendance démontrés dans chacune des habiletés opératoires et des habiletés motrices comprises dans la tâche.

Versions disponibles

• L’AMPS a été développée par Fisher en 1990. Cependant, l’AMPS n’a pas été publiée par celle-ci avant 1995. Le manuel de l’AMPS en est maintenant à sa sixième édition.
• En 2001, il a été recommandé que 20 nouvelles tâches soient ajoutées à l’AMPS (Bray, Fisher, & Duran, 2001). Ces tâches ont été ajoutées particulièrement pour les individus se situant aux extrémités hautes et basses des échelles d’habiletés motrices et opératoires de l’AMPS.
• Jusqu’à maintenant, il y a 85 tâches possibles dans l’AMPS. Une liste de ces tâches peut être trouvée sur le site internet international de l’AMPS, au lien suivant: http://www.ampsintl.com/AMPS/resources/tasks.php.

Caractéristiques de l’outil

Items:

Il n’y a pas vraiment d’items dans l’AMPS. Après une entrevue avec un proche ou le client, l’évaluateur sélectionne trois à cinq tâches d’AVQ à partir d’une liste de tâches standardisées qui sont décrites dans le manuel de l’AMPS (ex. aller chercher un breuvage dans le réfrigérateur, plier des vêtements propres, préparer un sandwich). Les tâches sélectionnées doivent être pertinentes et significatives pour le client et celui-ci doit déjà avoir su comment les réaliser. Les tâches doivent constituer un défi pour le client. À partir de ce sous-groupe de tâches, le client choisit ensuite deux ou trois tâches à réaliser.

Avant de commencer l’observation des tâches, le client et l’évaluateur doivent se mettre d’accord sur les éléments qui constituent la tâche ainsi que sur les outils et le matériel à utiliser. Dans un milieu clinique, le client peut se familiariser en plaçant lui-même le matériel et les outils aux endroits qu’il préfère. On attend du client qu’il effectue la tâche désignée comme à l’habitude, mais qu’il suive aussi les exigences spécifiées par le manuel de l’AMPS.

Par exemple, si le client choisit d’exécuter la tâche A-1, soit de se servir un breuvage provenant du réfrigérateur, l’évaluateur doit s’assurer d’inclure les critères suivants :

• Aller chercher le contenant du breuvage dans le réfrigérateur
• Verser le breuvage dans un verre
• Servir le breuvage
• Même si chaque tâche implique une procédure standard, une certaine flexibilité est permise pour s’assurer que l’évaluation reste semi-individualisée.

Pour assister l’évaluateur dans la préparation et l’administration de l’entrevue de l’AMPS, des notes sur les tâches sont fournies pour résumer les éléments à observer durant la complétion celles-ci.

Une liste des tâches peut être trouvée sur le site internet international de l’AMPS : http://www.ampsintl.com/AMPS/resources/tasks.php

Il est possible de sélectionner en ligne les tâches à compléter en cochant la boîte à côté du nom de la tâche. Pour trouver une liste des étapes à observer durant l’exécution de la tâche, il faut sélectionner «print notes», ce qui génère automatiquement une feuille de travail imprimable contenant les étapes. Ces notes concernant les tâches servent à être utilisées en combinaison avec les descriptions des tâches de l’AMPS afin d’assister l’évaluateur. Elles ne servent pas à remplacer la lecture attentive des descriptions des tâches dans le manuel.

Cotation :

L’AMPS utilise une échelle de Likert à quatre niveaux pour évaluer la performance du client sur un total de 16 pour les habiletés motrices et sur un total de 20 pour les habiletés opératoires (voir le tableau).

Score	Interprétation
4	Compétence, lorsque le patient effectue la tâche sans augmentation d’efforts, diminution d’efficacité ou manque de sécurité apparents.
3	Si l’évaluateur se questionne sur l’efficacité, la performance est cotée comme «discutable».
2	Performance inefficace qui perturbe ou interfère avec l’action.
1	Performance déficiente marquée qui entrave la progression de l’action et qui mène à un résultat inacceptable.

Les scores bruts pour les habiletés motrices et les habiletés opératoires sont entrés dans le programme informatique de cotation de l’AMPS et sont analysés par une analyse de Rasch multi-facettes (Linacre, 1993). L’analyse multi-facettes de Rash est utilisée pour permettre la calibration de : 1. le niveau de difficulté de l’item ; 2. Le niveau de défi de la tâche ; 3. le niveau de sévérité de l’évaluateur ; et 4. la variation des habiletés du client dans les AVQ, sur la même échelle linéaire.

L’analyse de Rasch crée une méthode unique qui permet à l’administrateur de l’AMPS de prédire comment un individu réalisera chacune des tâches d’AVQ calibrées de l’AMPS, après la complétion de seulement deux ou trois tâches (Fisher, 1995). Cette analyse convertit les scores ordinaux bruts des patients en des intervalles de mesures égales d’habiletés (mesures d’habiletés de la personne), qui sont ensuite décrits sous forme d’unités de probabilité log-odds (logits). Pour chacune des échelles de l’AMPS (moteur et opératoire), les mesures d’habiletés logit sont placées sur un continuum linéaire où l’habileté est croissante. Les mesures de l’AMPS évaluant les habiletés de la personne représentent la place qu’occupe la personne sur le continuum. Ces mesures indiquent le niveau de défi qu’une personne peut supporter efficacement dans une tâche. Plus les habiletés motrices des AVQ et plus les habiletés opératoires des AVQ sont hautes, plus le client est compétent (Fisher, 1997).

Si l’AMPS est utilisée pour documenter l’efficacité d’un traitement, l’assurance-qualité ou en recherche, elle doit alors être cotée à l’aide de l’ordinateur.

Résultats seuils des habiletés motrices et opératoires :

La position des mesures d’habiletés d’une personne sur les échelles d’AVQ motrices et opératoires peut aussi être évaluée relativement aux mesures motrices et opératoires seuils. Les mesures seuils sont de 2,0 logits pour l’échelle d’AVQ motrices et de 1,0 logits pour l’échelle d’AVQ opératoires. Ces mesures seuils ont été basées sur la performance de 2548 sujets dans la banque de données de l’AMPS (Fisher, 1997). Les individus dont la mesure d’habileté se situe en dessous de la mesure seuil pour l’échelle d’AVQ motrices ou pour l’échelle d’AVQ opératoires démontrent des déficits moteurs ou des déficits opératoires observables qui affectent leur capacité de réaliser les tâches de la vie quotidienne d’une manière efficace. Ces personnes ont aussi plus de risques d’avoir besoin d’assistance pour réaliser les tâches de la vie quotidienne.

Temps d’administration requis :

Il faut entre 30 et 40 minutes pour administrer l’AMPS (Site internet international de l’AMPS : http://www.ampsintl.com/AMPS/resources/tasks.php).

Sous-échelles :

L’AMPS a deux sous échelles : les habiletés motrices des AVQ et les habiletés opératoires des AVQ

Équipement :

Aucun équipement spécialisé n’est requis pour compléter l’AMPS. Il faut seulement les notes de l’AMPS et l’équipement pertinent pour compléter les tâches. (Site internet international de l’AMPS : http://www.ampsintl.com/AMPS/resources/tasks.php).

Formation requise :

Seuls des ergothérapeutes ayant complété un atelier de formation et de calibration d’une durée de cinq jours peuvent administrer l’AMPS. L’information concernant les sessions de formation peut être trouvée en visitant le site internet international de l’AMPS : http://www.ampsintl.com/workshops.htm

Le manuel d’administration de l’AMPS et le logiciel informatique de cotation sont seulement distribués aux individus qui participent aux ateliers de formation et de calibration de l’AMPS.

Pour devenir un évaluateur calibré de l’AMPS, un ergothérapeute doit compléter les étapes suivantes:

• Assister à la formation de cinq jours
• Tester dix clients qui effectuent deux ou trois tâches de l’AMPS
• Faire l’entrevue et coter indépendamment les clients en direct (l’utilisation de vidéos n’est pas acceptable). Deux des dix clients évalués peuvent être co-évalués (deux thérapeutes observent le client au même moment, mais cotent sa performance indépendamment).
• Entrer les données dans l’ordinateur en utilisant le programme informatique de cotation de l’AMPS.
• Envoyer par email les données exportées au Projet International de l’AMPS dans les trois mois suivant la formation.

Versions alternatives de l’AMPS

• Version scolaire de l’Assessment of Motor and Process Skills (School AMPS).
• La School AMPS est un outil d’évaluation permettant d’évaluer la performance d’un étudiant à des tâches scolaires dans un cadre habituel de classe.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec

• Les patients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec

• L’AMPS ne devrait pas être utilisée pour diagnostiquer les problèmes sous-jacents de l’esprit, du cerveau et du corps (ex. mémoire, ataxie, motivation, perception).
• L’AMPS ne peut pas être administrée aux patients qui sont confinés dans leur lit ou qui refusent de participer à des simples tâches de la vie quotidienne.
• L’AMPS n’est pas adaptée pour les enfants de moins de trois ans.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Jusqu’à maintenant, l’AMPS a été administrée à plus de 12 000 sujets provenant de l’Amérique du Nord, la Scandinavie, le Royaume Uni, l’Australie et la Nouvelle-Zélande.

Plusieurs études ont supporté la validité de l’AMPS comme outil de mesure interculturel (Fisher, Liu, Velozo & Pan 1992 ; Goldman & Fisher, 1997 ; Goto, Fisher & Mayberry, 1996 ; Magalhaes, Fisher, Bernspang & Linacre, 1996 ; Stauffer, Fisher & Duran, 2000). Par exemple, Goto, Fisher et Mayberry (1996) ont testé la validité interculturelle de l’AMPS avec six évaluateurs formés de diverses origines. Ils ont noté qu’elle présentait une excellente validité interculturelle et une excellente fidélité inter-juges.

La validité de l’AMPS a été établie pour son usage en Suède (Bernspang & Fisher, 1995), à Taïwan (Fisher, Liu, Velozo, & Pan, 1992) et en Espagne (http://www.terapia-ocupacional.com/Cursos/Curso_AMPS_Escala_Valoracion_Habilidades_Motoras_Procesamiento_Terapia_Ocupacional.htm).

Certaines parties limitées du(des) manuel(s) de l’AMPS et du logiciel sont disponibles en japonais, en suédois, en néerlandais, en français, en norvégien, en slovène, en finnois et en danois. AMPS International est actuellement en train de travailler sur de nouvelles traductions en espagnol, en italien et en allemand.

Sommaire

Que mesure l’outil ?	Les habiletés motrices, les habiletés opératoires ainsi que les effets de celles-ci sur les capacités d’un individu de réaliser les activités de la vie quotidienne (AVQ) qui sont complexes ou instrumentales et personnelles.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ?	L’AMPS peut être utilisée avec les patients ayant subi un AVC, mais son usage n’est pas limité à cette clientèle.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ?	Évaluation
Temps d’administration requis	L’AMPS prend 30 à 40 minutes pour être administré.
Versions	Version scolaire de l’Assessment of Motor and Process Skills (School AMPS).
Langues	Certaines parties limitées du(des) manuel(s) de l’AMPS et du logiciel sont disponibles en japonais, en suédois, en néerlandais, en français, en norvégien, en slovène, en finnois et en danois. AMPS International est actuellement en train de travailler sur de nouvelles traductions en espagnol, en italien et en allemand.
Propriétés psychométriques
Fidélité	Cohérence interne : Aucune étude n’a évalué la cohérence interne de l’AMPS. Test-retest : Deux études ont évalué la fidélité test-retest de l’AMPS ; les deux ont relevé une excellente fidélité test-restest. Intra-juge : Seulement une étude a évalué la fidélité intra-juge de l’AMPS et a relevé une excellente fidélité intra-juge. Inter-juges : Aucune étude n’a examiné la fidélité inter-juges de l’AMPS.
Validité	Critère : Concourante : D’excellentes corrélations ont été relevées entre l’AMPS et la Scale of Independent Behavior, la Mesure de l’indépendance fonctionnelle et le Cambridge Cognitive Examination (CAMCOG). Prédictive : Il a été noté que le score sur l’AMPS est prédictif du besoin de supervision / assistance pour vivre dans la communauté et pour vivre en sécurité à la maison, chez les individus avec des problèmes psychiatriques associés à des déficits cognitifs. Construit : Groupes connus : L’AMPS peut faire la différence entre les individus soufrant de sclérose en plaques et les individus en santé. Elle peut faire la distinction entre les individus ayant subi un AVC et les individus en santé. L’AMPS peut également faire la distinction entre les adultes plus âgés sans déficits, les individus souffrant d’Alzheimer ayant besoin d’une assistance minimale et les individus souffrant d’Alzheimer ayant besoin d’une assistance modérée. Finalement, l’AMPS peut faire la distinction entre les individus avec ou sans troubles psychiatriques.
Effets plancher/plafond	Les effets de plancher ou de plafond de l’AMPS n’ont pas été examinés.
Est-ce que l’outil est sensible au changement ?	Une étude a examiné la sensibilité au changement de l’AMPS dans un essai clinique de médicament à trois branches. L’étude a relevé des différences significatives pour les habiletés opératoires instrumentales des AVQ entre les trois conditions, ce qui suggère que l’AMPS est une mesure sensible pour détecter le changement dans des conditions d’étude variées lors des essais de médicaments.
Acceptabilité	L’AMPS ne peut pas être utilisée pour diagnostiquer les problèmes sous-jacents de l’esprit, du cerveau et du corps (ex. mémoire, ataxie, motivation, perception). L’AMPS ne peut pas être administrée aux patients qui sont confinés dans leur lit ou qui refusent de participer à des simples tâches de la vie quotidienne. L’AMPS ne peut pas être administrée aux enfants de moins de trois ans.
Faisabilité	L’AMPS prend de 30 à 40 minutes pour être administré et elle ne nécessite aucun équipement spécialisé. L’évaluateur sélectionne un sous-ensemble de trois à cinq tâches d’AVQ (parmi lesquelles le client en choisira deux ou trois à réaliser) à partir d’une liste de tâches standardisées qui sont décrites dans le manuel de l’AMPS. L’AMPS est simple à coter et elle utilise une échelle à quatre points de Likert. Les scores sont analysés en utilisant le logiciel informatique de cotation de l’AMPS. L’AMPS peut seulement être administrée par un ergothérapeute qui a complété un atelier de formation et de calibration d’une durée de cinq jours
Comment obtenir l’outil ?	Le manuel et le logiciel de l’AMPS peuvent être achetés en ligne au http://www.ampsintl.com/

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques de l’AMPS.

Fidélité

Test-retest :
Doble, Fisk, Lewis et Rockwood (1999) ont examiné la fidélité test-retest de l’AMPS auprès d’un échantillon de 55 personnes âgées et ont relevé d’excellents coefficients test-retest pour les sous-scores moteurs et opératoires (respectivement, r = 0,88 et r=0,86).

Fisher (1995) a relevé, auprès d’un échantillon de personnes âgées (moyenne d’âge de 80 ans), que la fidélité test-retest de l’AMPS était excellente pour l’échelle motrice (r = 0,91) et pour l’échelle opératoire (r = 0,90).

Intra-juge :
Fisher, Liu, Velozo et Pan (1992) ont relevé, auprès d’un échantillon de participants taïwanais sans incapacité, que l’AMPS avait une excellente fidélité intra-juge (r = 0,93).

Validité

Critère :

Concourante :
Bruininks, Woodcock, Weatherman et Hill (1985) ont évalué la corrélation de l’AMPS avec la Scale of Independent Behavior (Neistadt, 1993) et ont relevé d’excellentes corrélations (allant de r = 0,62 et r = 0,85).

Robinson et Fisher (1996) ont évalué la corrélation de l’AMPS avec la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF – Keith, Granger, Hamilton & Sherwin, 1987) et le Cambridge Cognitive Examination (CAMCOG) – qui correspond à une composante cognitive du Cambridge Mental Disorders of the Elderly Examination, un outil mesurant la démence sous forme d’entrevue (Roth et al., 1986). La corrélation s’est avérée de r = 0,62 avec la MIF et de r = 0,65 avec le CAMCOG.

Prédictive :
Fisher (1997) a realevé que 84% des gens ayant des mesures d’habiletés motrices aux AVQ sous 2,0 logits et 93% des gens ayant des mesures d’habiletés opératoires aux AVQ sous 1,0 logits ont besoin de supervision ou d’assistance pour vivre dans la communauté. Le fait que la proportion de personnes ayant besoin d’assistance soit plus grande pour les gens avec des mesures d’habiletés opératoires basses que pour les gens avec des mesures d’habiletés motrices basses montre que l’échelle opératoire aux AVQ est un meilleur indicateur du besoin d’assistance pour vivre en communauté que l’échelle motrice.

McNulty et Fisher (2001) ont évalué si l’AMPS pouvait prédire le niveau de sécurité à la maison pour les individus avec des troubles psychiatriques associés à des déficits cognitifs. Des relations positives modérées ont été notées entre les habiletés motrices aux AVQ, les habiletés opératoires aux AVQ et la sécurité à la maison, dans le milieu clinique comme au domicile. L’étude a également démontré que les habiletés opératoires aux AVQ à la maison étaient les meilleurs prédicteurs de la sécurité à la maison chez les patients catégorisés comme moins sécuritaires.

Construit :

Groupes connus :
Doble, Fisk, Fisher, Ritvo et Murray (1994) ont examiné la performance instrumentale aux AVQ auprès de 22 patients vivant dans la communauté et souffrant de sclérose en plaques légère à modérée en comparaison avec la performance de participants sans incapacité. Les patients et les autres participants ont été appariés entre eux quant à leur âge et leur sexe. La compétence fonctionnelle, mesurée par l’AMPS, des patients souffrant de sclérose en plaques étaient plus faible que celle des participants du groupe témoin. Ces résultats suggèrent que l’AMPS peut faire la différence entre des individus souffrant de sclérose en plaques et les individus en santé d’un groupe témoin.

Bernspang et Fisher (1995) ont administré l’AMPS à 71 individus ayant subi un AVC du côté droit, 76 individus ayant subi un AVC du côté gauche et 83 individus en santé vivant dans la communauté. Les deux groupes de personnes ayant subi un AVC avaient une performance aux AVQ significativement plus faible que les participants du groupe témoin. Ces résultats suggèrent que l’AMPS peut faire la distinction entre les patients ayant subi un AVC et les individus en santé d’un groupe témoin.

Hartman, Fisher et Duran (1999) ont administré l’AMPS à 329 personnes âgées sans incapacité, 167 personnes souffrant de la maladie d’Alzheimer ayant besoin d’une assistance minimale, et 292 personnes souffrant de la maladie d’Alzheimer ayant besoin d’une assistance modérée. Dans cette étude, l’AMPS a été capable de faire la distinction entre les trois groupes.

Pan et Fisher (1994) ont évalué l’hypothèse selon laquelle les scores moyens à l’AMPS différeraient entre les individus avec des troubles psychiatriques et les individus sans trouble psychiatrique. Soixante participants, 30 sans trouble psychiatrique et 30 avec des troubles psychiatriques, ont été étudiés. L’hypothèse a été validée pour les échelles motrice et opératoire de l’AMPS, ce qui suggère que l’AMPS peut faire la distinction entre les individus avec des troubles psychiatriques et les individus sans trouble psychiatrique.

Sensibilité au changement

Une étude pilote pharmacologique portant sur les individus atteint de la maladie d’Alzheimer a examiné la sensibilité au changement de l’AMPS en utilisant des mesures répétées d’ANOVA (Oakley & Sunderland, 1997). Pour trois conditions d’études différentes, des différences significatives ont été notées seulement pour les habiletés instrumentales opératoires des AVQ (pas pour les habiletés motrices). Les résultats de cette étude suggèrent que l’AMPS peut être un outil de mesure sensible au changement, sous diverses conditions d’étude et lors d’essais cliniques de médicaments.

Références

• Bernspang, B., Fisher, A. (1995). Differences between persons with right or left cerebral vascular accident on the Assessment of Motor and Process. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 76, 1144-1151.
• Bray, K., Fisher, A. G., Duran, L.(2001).The validity of adding new tasks to the Assessment of Motor and Process Skills. American Journal of Occupational Therapy, 55, 409-415.
• Bruininks, R. H., Woodcock, R. W., Weatherman, R. F., Hill, B. K. (1985). Development and Standardization of the Scales of Independent Behavior. Allen, TX: DLM Resources.
• Cooke, K, Z., Fisher, A. G., Mayberry, W., Oakley, E. (2000). Differences in activities of daily living process skills of persons with and without Alzheimer’s disease. Occupational Therapy Journal of Research, 20, 87-104.
• Dickerson, A. E., Fisher, A. G. (2000). Age differences in functional performance. American Journal of Occupational Therapy, 47, 686-692.
• Doble, S. E., Fisk, J. D., Fisher, A., Ritvo, P. Murray, T. (1994). Functional competence of community-dwelling persons with multiple sclerosis using the Assessment of Motor and Process Skills. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 75, 843-851.
• Doble, S. E., Fisk, J. D., Lewis, N., Rockwood, K. (1999). Test-retest reliability of the Assessment of Motor and Process Skills. Occupational Therapy Journal of Research, 19, 203-215.
• Doble, S. E., Fisher, A. G., Fisk, J. D., MacPherson, K. M. (1992). Validation of the Assessment of Motor and Process Skills (AMPS) with Elderly Adults with Dementia. Final Report to the Alzheimer’s Association. Halifax, Nova Scotia: Dalhousie University.
• Duran, L., Fisher, A. (1996). Male and female performance on the Assessment of Motor and Process Skills. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 77, 1019-1024.
• Fisher, A. G. (1990). Assessment of Motor and Process Skills. Research edition, R. Unpublished test manual. Chicago, IL: University of Illinois at Chicago.
• Fisher, A. (1995). The Assessment of Motor and Process Skills (AMPS). Fort Collins, CO: Three Star Press.
• Fisher, A. G. (1997). Assessment of Motor and Process skills, 2nd edn. Fort Collins, CO: Three Star Press.
• Fisher, A. G., Liu, Y., Velozo, C., Pan, A. W. (1992). Cross-cultural assessment of process skills. American Journal of Occupational Therapy, 46, 876-885.
• Fisher, A. G. (2003). AMPS: Assessment of Motor and Process Skills. Volume 1: Development, Standardisation, and Administration Manual. 5th edn. Colorado: Three Star Press Inc.
• Goldman, S., Fisher, A. G. (1997). Cross-cultural validation of the Assessment of Motor and Process Skills (AMPS). British Journal of Occupational Therapy, 46, 77-85.
• Goto, S., Fisher, A. G., Mayberry, W. L. (1996). Assessment of Motor and Process Skills applied cross-culturally to the Japanese. American Journal of Occupational Therapy, 50, 798-806.
• Hartman, M. L., Fisher, A. G., Duran, L. (1999). Assessments of functional ability of people with Alzheimer’s disease. Scandinavian Journal of Occupational Therapy, 6, 111-118.
• Keith, R., Granger, C., Hamilton, B., Sherwin, F. (1987). The Functional Independence Measure: A new tool for rehabilitation. In: N. Eisenberg & R. Grzesiak (Eds.), Advances in Clinical Rehabilitation. New York: Springer.
• Linacre, J. M. (1993). Many-Facet Rasch Measurement, 2nd edn. Chicago: MESA.
• Linden, A., Boschian, K., Eker, C., Schalen, W., Nordstrom, C.-H. (2005). Assessment of motor and process skills reflects brain-injured patients ability to resume independent living better than neuropsychological tests. Acta Neurol Scand, 111, 48-53.
• Magalhaes, L., Fisher, A., Bernspang, B., Linacre, J. (1996). Cross-cultural assessment of functional ability. The Occupational Therapy Journal of Research, 16(1), 45-63.
• McNulty, M. C., Fisher, A. G. (2001). Validity of using the Assessment of Motor and Process Skills to estimate overall home safety in persons with psychiatric conditions. Am J Occup Ther, 55(6), 649-655.
• Neistadt, M. E. (1993). A meal preparation treatment protocol for adults with brain injury. Am J Occup Ther, 48, 431-438.
• Oakley, F., Sunderland, T. (1997). Assessment of Motor and Process Skills as a measure of IADL functioning in pharmacologic studies of people with Alzheimer’s disease: A pilot study. International Psychogeriatrics, 9, 197-206.
• Pan, A. W., Fisher, A. G. (1994). The Assessment of Motor and Process Skills of persons with psychiatric disorders. American Journal of Occupational Therapy, 48, 775-780.
• Robinson, S., Fisher, A. G. (1996). A study to examine the relationship of the Assessment of Motor and Process Skills (AMPS) to other tests of cognition and function. BritishJournal of Occupational Therapy, 59, 260-63.
• Roth, M., Mountjoy, C., Huppert, F., Hendrie, H., Verna, S., Godard, R. (1986). CAMDEX. The Cambridge Examination for Mental Disorders of the Elderly. Cambridge, UK: Cambridge University Press.
• Stauffer, L. M., Fisher, A. G., Duran, L. (2000). ADL Performance of black Americans and white Americans on the Assessment of Motor and Process Skills. American Journal of Occupational Therapy, 54, 607-613.

Voir la mesure

Comment obtenir l’AMPS

Le manuel et le logiciel informatique de l’AMPS peuvent être achetés en ligne au: http://www.ampsintl.com/

But

Le Frenchay ActivitiesAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, activity is the performance of a task or action by an individual. Activity limitations are difficulties in performance of activities. These are also referred to as function.
Index (FAI) est une mesure des Activités de la vie domestique (AVD) pour les patients en phase de récupération d’un AVC. Le FAI évalue une large gamme d’activités associées avec la vie quotidienne. Comparativement aux autres échelles de mesure des Activités de la vie quotidienne (AVQ) qui tendent à se concentrer sur les difficultés reliées aux soins personnels et à la mobilité (Holbrook & Skilbeck, 1983), l’avantage du FAI est qu’il fournit une mesure plus large des activités que les patients ont entrepris dans un passé récent (Wade, Legh-Smith, & Langton, 1985).

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Le Frenchay ActivitiesAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, activity is the performance of a task or action by an individual. Activity limitations are difficulties in performance of activities. These are also referred to as function.
Index (FAI) est une mesure Activités de la vie domestique (AVD) pour les patients en phase de récupération d’un AVC. Le FAI évalue une large gamme d’activités associées avec la vie quotidienne. Comparativement aux autres échelles de mesure des Activités de la vie quotidienne (AVQ) qui tendent à se concentrer sur les difficultés reliées aux soins personnels et à la mobilité (Holbrook & Skilbeck, 1983), l’avantage du FAI est qu’il fournit une mesure plus large des activités que les patients ont entrepris dans un passé récent (Wade, Legh-Smith, & Langton, 1985).

Versions disponibles

Le FAI a été publié par Margaret Holbrook et Clive E. Skilbeck en 1983.

Caractéristiques de l’outil

Items :

Le FAI contient 15 items ou activités qui peuvent être séparés en trois sous-échelles : Tâches domestiques, Loisirs/travail et Activités extérieures. Les items du FAI sont les suivants :

1. Préparer les plats principaux
   Doit avoir un rôle substantiel dans l’organisation, la préparation et la cuisine.
2. Faire la vaisselle
   Doit tout faire ou partager également, ex. Laver ou essuyer et ranger.
3. Laver des vêtements
   Organisation du lavage et du séchage des vêtements. Doit partager la tâche également, Ex. Remplir, vider, suspendre, plier.
4. Travaux ménagers légers
   Époussetage, repassage, rangement des petits objets. Les tâches plus exigeantes que celles-ci sont inclues dans le cinquième item.
5. Travaux ménagers importants
   Changer le lit, laver les planchers ou les fenêtres, passer l’aspirateur, bouger des chaises, etc.
6. Magasinage local
   Doit avoir un rôle substantiel dans l’organisation et dans l’achat de l’épicerie. Cela peut inclure les transactions bancaires ou d’aller au bureau de poste.
7. Sorties sociales
   Aller à des clubs, au cinéma, au théâtre ; boire, manger avec des amis, etc. Le patient peut être transporté pour s’y rendre, tant que celui-ci effectue un rôle actif une fois arrivé. Les activités sociales initiées par le patient à la maison sont inclues dans cet item.
8. Marcher à l’extérieur durant plus de 15 minutes
   Marche soutenue durant au moins 15 minutes (des arrêts courts sont permis pour respirer).
9. Garder un intérêt actif pour un loisir
   Le patient doit avoir une participationAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, participation is an individual’s involvement in life situations in relation to health conditions, body functions or structures, activities, and contextual factors. Participation restrictions are problems an individual may have in the manner or extent of involvement in life situations. More active. Ex. s’occuper des plantes d’intérieur, tricoter, lire des magazines spécialisés ou faire du lèche-vitrines.
10. Conduire une voiture
    Doit conduire une voiture ou se rendre à un autobus/autocar et voyager dans celui-ci de manière indépendante.
11. Sorties/promenades en voiture
    Promenade en train, en bus ou en voiture à un endroit pour le plaisir et non pour une sortie sociale de routine. Cet item doit impliquer de l’organisation et une prise de décision de la part du patient. Les vacances dans les derniers six mois sont divisées en jours/mois (ex. des vacances de 7 jours = 1 ou 2 jours/mois).
12. Jardinage
    Léger = Désherbage ou balayage occasionnels ; Modéré = désherbage, ratissage et taillage réguliers ; Important = Tout le travail nécessaire, incluant le pelletage.
13. Ménage et/ou entretien de la voiture
    Léger = Réparer des petits items, remplacer une ampoule ou une prise de courant ; Modéré = nettoyage du printemps, accrocher une photo, entretien de routine de la voiture ; Important = Peinturer/décorer, ménage/entretien de la voiture les plus nécessaires.
14. Lire des livres
    Livres complets (livres audio) et non des magazines ou des journaux.
15. Travail rémunéré
    Travail payé et non du bénévolat. Le temps travaillé devrait être moyenné sur six mois (ex. 1 mois travaillé à 18 heures/semaine sur une période de six mois devrait être coté comme «jusqu’à 10 heures par mois»).

Temps :

Le FAI prend approximativement cinq minutes à compléter lorsqu’il est administré dans un format d’entrevue (avec ou sans la famille du patient) (Segal & Schall, 1994).

Cotation :

La fréquence avec laquelle chaque item ou activité est entreprise durant les derniers trois à six mois (dépendamment de la nature de l’activité) se voit assigner un score entre 1 et 4, où un score de 1 = le plus bas niveau d’activité. L’échelle fournit un score total allant de 15 à 60. Un système de scores modifié allant de 0 à 3, introduit par Wade et al. (1985), produit un score de 0 à 3 pour chaque item et un score total allant de 0 à 45.

Note : Chez les patients ayant subi un AVC, le FAI devrait être utilisé pour évaluer les A pré-morbides de trois à six mois avant l’AVC, à des intervalles spécifiques (Holbrook & Skilbeck, 1983). Les études examinent typiquement le changement dans les AVD en post-AVC, en examinant les patients un an après l’AVC et en regardant rétrospectivement les derniers trois à six mois.

Sous-échelles :

Il y a trois sous-échelles au FAI :

• Activités domestiques (items 1-5)
• Loisirs/travail (Items 7, 9, 11, 13, 15)
• Activités extérieures (items 6, 8, 10, 12, 14)

Équipement :

Seuls le questionnaire et un crayon sont nécessaires pour compléter le FAI.

Formation nécessaire :

Aucune formation n’est nécessaire pour compléter le FAI. Le FAI est administré le plus souvent par une entrevue.

Le FAI peut être utilisé comme questionnaire postal. Carter, Mant, Mant, Wade, and Winner (1997) ont relevé une excellente corrélation entre les scores au questionnaire postal et les scores au questionnaire effectué en entrevue face à face (r = 0,94).

Le FAI peut aussi être effectué avec l’aide d’un proche répondant. L’accord avec le proche était excellent pour le FAI (coefficients de corrélation intra-classe (ICC) = 0,85) (Segal & Schall, 1994). Holbrook et Skilbeck (1983) ont noté que les informations obtenues par les proches étaient interchangeables avec les informations provenant du patient. Segal et Schall (1994) ont relevé un accord avec le proche pour les trois sous-échelles allant d’adéquat (CCI = 0,59 pour les activités de loisirs/travail) à excellent (CCI = 0,77 pour les activités domestiques et extérieures

Formes alternatives du FAI

• FAI-18 (Miller, Deathe, & Harris, 2004). Trois items (sport / récréation ; visites dans les trois derniers mois et opérations bancaires dans les derniers six mois) ont été ajoutés au FAI et la fidélité a été examinée chez les patients avec une amputation du membre inférieur. Le score total au FAI-18 va de 0 à 54. Support pour la validité concourante (r = -0,46), le Prosthetic Evaluation Questionnaire-Mobility Scale (r = 0,40) et l’Activities-specific Balance Confidence Scale (r = 0,52). Il n’a pas été démontré que le FAI-18 avait un avantage quelconque comparativement au FAI original. Ainsi, l’usage du FAI original est recommandé pour s’assurer que les résultats sont comparables entre les différentes publications et les études. De plus, le FAI-18 n’a pas été évalué auprès d’une population de patients ayant subi un AVC.
• FAI Modifié (Tooth, McKenna, Smith, & O’Rourke, 2003). Une version modifiée de 13-items a été développée en se basant sur les recommandations par Schuling, de Haan, Limburg, et Groenier (1993) proposant de retirer les items «lire des livres» et «Avoir un travail rémunéré». Six mois après l’AVC, la cohérence interne des 13 items du FAI était excellente quand le test était coté par des patients (alpha = 0,85) et par des proches (alpha = 0.83). Cependant, la cohérence interne de chaque sous-échelle évaluée séparément variait grandement.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

• Patients ayant subi un AVC.
• Peut aussi être utilisé chez les patients ayant des déficits cognitifs avec l’aide d’un proche répondant. Le FAI s’intéresse davantage sur la fréquence des activités plutôt que sur la qualité des activités. Cela peut réduire les éléments de subjectivités, qui nuisent habituellement à la fidélité de l’évaluation d’un proche répondant.

Ne devrait pas être utilisé avec :

• Lorsque les scores FAI sont examinés, les scores masculins et féminins devraient être considérés séparément car il y a des évidences suggérant un biais de genre dans les résultats du FAI (Holbrook & Skilbeck, 1983). Sveen, Bautz-Holter, Sodring, Wyller et Laake (1999) ont noté que les hommes avaient des scores significativement meilleurs dans la sous-échelle d’activités extérieures alors que les femmes avaient tendance à avoir des scores plus élevés dans la sous-échelle d’activités domestiques.
• Comme il existe de la variabilité individuelle, le FAI ne devrait pas être administré par entrevue et par questionnaire postal de façon simultanée.
• Il faut être attentif lorsque les évaluations du proche sont examinées au niveau des items car il existe un moins bon niveau d’accord observé comparativement au score total (Wyller, Sveen, & Bautz-Holter, 1996 ; Tooth et al., 2003).
• Il faut être informé des préjugés impliqués avec l’utilisation d’un proche. Tooth et al. (2003) ont noté que les patients tendent plus fréquemment à s’évaluer comme performant comparativement à l’évaluation des proches surtout pour la préparation des repas, les travaux ménagers importants, les sorties sociales, la conduite et l’entretien de la maison. De plus, les proches masculins et les proches qui sont des parents (plutôt que des conjoints) ont tendance à donner des scores plus élevés, particulièrement dans le domaine des activités domestiques.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

• Anglais
• Néerlandais – traduit (Schuling, de Haan, Limburg, & Groenier, 1993)
• Chinois – Traduit et validé (Hsueh & Hsieh, 1997)

Sommaire

Que mesure l’outil ?	Les Activités de la vie domestique.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ?	Les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation?	Évaluation
Temps d’administration requis	Entrevue : 5 minutes (avec ou sans la famille du patient).
Versions	FAI-18, FAI modifié.
Langues	Anglais, Français, Chinois (traduit et validé), Néerlandais (traduit).
Propriétés psychométriques
Fidélité	Cohérence interne : Les trois études examinant la cohérence interne ont relevé une excellente cohérence interne. Test-retest : Sur les quatre études qui ont examiné la fidélité test-retest, trois d’entre elles ont relevé une excellente fidélité test-retest et une a relevé une fidélité allant de faible à excellente, dépendamment de l’item examiné. Inter-juges : Les deux études qui ont examiné la fidélité inter-juges ont relevé une excellente fidélité inter-juges, mesurée à l’aide des coefficients de corrélation intra-classe. En utilisant les coefficients kappa de Cohen, une étude a relevé une fidélité allant d’adéquate à excellente et une étude a relevé une fidélité allant de faible à excellente.
Validité	Contenu : Trois études ont examiné la validité de contenu du FAI qui suggèrent la présence d’un seul construit sous-jacent pour lequel chaque item contribuait à chacun des trois facteurs identifiés (Activités domestiques ; Activités de loisirs/travail ; Activités extérieures). Critère : Excellente corrélation entre les scores d’entrevue et les scores postaux du FAI. Cependant, les différences individuelles entre les scores étaient grandes avec les réponses envoyées et postées dix jours plus tard. Construit : Excellentes corrélations avec la Rankin Scale et la SF-36 (sous-échelle Fonctionnement physique). Corrélations allant d’adéquates à excellentes avec le Sickness Impact Profile, l’Indice de Barthel, la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (domaine Moteur) et l’Euroqol. Corrélations adéquates avec le StrokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More Adapted Sickness Impact Profile, la SF-36 (sous-échelles Fonctionnement social et Vitalité), le Two-minute walk test, le Timed Up and Go test, le Prosthetic Evaluation Questionnaire-Mobility et l’Activities-specific Balance Confidence Scale. Groupes connus : Il a été noté que le FAI fait la distinction de la sévérité de l’AVC chez les patients mâles seulement ; qu’il peut faire la distinction entre les patients en pré-AVC versus un groupe de référence ; et qu’il peut distinguer les niveaux d’activité pré-AVC et post-AVC.
Est-ce que l’outil est sensible au changement ?	Une étude a relevé un effet de plancher « évident » chez les personnes examinées 6 mois après leur AVC. Sur deux études examinées, une a noté que le FAI avait une capacité modérée à détecter le changement (chez les patients 6-12 mois après l’AVC) et une a relevé que le FAI a changé dans la direction prévue de la période pré-AVC jusqu’à 6 mois post-AVC et jusqu’à 1 an après l’AVC.
Acceptabilité	Le FAI est rapide, simple et encourage la participationAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, participation is an individual’s involvement in life situations in relation to health conditions, body functions or structures, activities, and contextual factors. Participation restrictions are problems an individual may have in the manner or extent of involvement in life situations. More des conjoints ou des membres de la famille. Il est adapté pour l’usage avec un proche répondant.
Faisabilité	Le FAI est simple à administrer et il ne requière pas de formation ou d’équipement spécial. Il a été utilisé pour les évaluations longitudinales.
Comment obtenir l’outil ?	Une copie du FAI original est fournie dans l’article de Holbrook, M., Skilbeck, C. E. (1983). An activitiesAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, activity is the performance of a task or action by an individual. Activity limitations are difficulties in performance of activities. These are also referred to as function. index for use with strokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More patients. Age and Ageing, 12(2), 166-170.

Propriétés psychométriques

Résumé

Pour répondre aux objectifs de cette revue, une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques du FAI. En général, le FAI a une bonne fidélité globale, cependant, il a une variabilité considérable entre la force de l’accord au niveau des scores des items individuels (relevée par la fidélité test-retest et la fidélité inter-juges). De plus, il n’y a pas beaucoup de données concernant la sensibilité au changement du FAI.

Effets de plancher/plafond

Schuling et al. (1993) ont examiné les propriétés psychométriques du FAI chez une population de patients ayant subi un AVC et un groupe témoin composé d’individus venant de la population en général, âgés de 65 ans ou plus. Aucun effet de plafond n’a été relevé dans cette étude.

Similairement, Wade et al. (1985) ont examiné les propriétés psychométriques du FAI en utilisant des données provenant d’un échantillon composé de 976 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. Aucun effet de plafond n’a été relevé.

Pederson et al. (1997) ont examiné le FAI chez 437 patients ayant subi un AVC et ont relevé un effet de plancher «évident» six mois après l’AVC.

Walters, Morrell et Dixon (1999) ont examiné les propriétés psychométriques de quatre instruments génériques chez 233 patients avec des ulcères veineux aux jambes. Le FAI a démontré un effet de plancher adéquat de 2,1%. Aucun effet de plafond n’a été observé.

Fidélité

Cohérence interne :
Schuling et al. (1993) ont examiné la cohérence interne du FAI rétrospectivement chez un groupe de patients ayant subi un AVC et un groupe témoin composé d’individus venant de la population en général, âgés de 65 ans ou plus. Ils ont examiné la cohérence interne de la FAI avant AVC, 6 mois après l’AVC et chez les patients témoins. Une excellente cohérence interne a été relevée pour le score total de la FAI dans le groupe témoin (alpha = 0,83) et chez les patients post-AVC (alpha = 0,87). Un coefficient alpha adéquat a été relevé chez les patients pré-AVC (alpha = 0,78). Lorsque les sous-échelles ont été examinées individuellement, la sous-échelle Activités domestiques a démontré d’excellents coefficients alpha (alpha = 0,82 pour le groupe témoin et de 0,88 pour le groupe pré-AVC). La sous-échelle Activités de loisirs/travail a démontré une faible cohérence interne dans tous les groupes (témoin, alpha = 0,63, pré-AVC, alpha = 0,58, post-AVC, alpha = 0,61). La sous-échelle Activités extérieures présentait également une faible cohérence interne dans tous les groupes (témoin, alpha = 0,67, pré-AVC, alpha = 0,55, post-AVC, alpha = 0,66). Cependant, lorsque l’item 14 (lecture des livres) a été retiré, les coefficients alpha se sont avérés adéquats pour les groupes témoin et post-AVC (respectivement, alpha = 0,72, alpha = 0,73) mais demeuraient faibles dans le groupe pré-AVC (alpha = 0,66).

Tooth et al. (2003) ont examiné l’accord entre les patients ayant subi un AVC et leurs proches en utilisant la version modifiée du FAI (13 items). À six mois post-AVC, la cohérence interne des 13 items du FAI était excellente lorsqu’ils étaient cotés par les patients (alpha = 0,85) et de 0,83 lorsqu’ils étaient cotés par des proches. La cohérence interne de chaque sous-échelle examinée séparément variait grandement : les coefficients alpha pour les sous-échelles Activités domestiques, Activités de loisirs et Activités extérieures allaient de faibles à excellents ; respectivement 0,83, 0,38 et 0,66 lorsque complétées par les patients et de 0,83, 0,59 et 0,57 lorsque complétées par les proches.

Miller et al. (2004) ont comparé la fidélité du FAI avec une version modifiée, le FAI-18. La cohérence interne du FAI était excellente (alpha = 0,81).

Test-retest :
Wade et al. (1985) ont examiné la fidélité test-retest du FAI et ont relevé que l’accord global des différents items était variable : les travaux ménagers importants, le magasinage local, la marche à l’extérieur et les sorties sociales n’ont pas atteint le seuil statistiquement significatif, tandis que d’autres items ont démontré un excellent accord (r = 0,80).

Green, Forster, and Young (2001) ont examiné la fidélité test-retest de l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965), du Rivermead Mobility Index (Nouri & Lincoln, 1987), de la Nottingham Extended ActivitiesAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, activity is the performance of a task or action by an individual. Activity limitations are difficulties in performance of activities. These are also referred to as function.
of Daily Living Scale (Whiting & Lincoln, 1980), et du FAI chez 22 patients plus de un an après un AVC. Ils ont été testés deux fois avec un intervalle d’une semaine. Les coefficients Kappa pour le FAI allaient de faibles (kappa = 0,25 pour les travaux ménagers importants) à excellents (kappa = 1,00 pour la préparation des repas principaux). Les résultats de cette étude indiquent que les mesures de base des AVQ (telles que mesurées par l’Indice de Barthel et le Rivermead Mobility Index) peuvent avoir une meilleure fidélité que les mesures utilisées pour évaluer les AVD.

Turnbull, Kersten, Habib, McLellan, Mullee, et George (2000) ont évalué la fidélité du FAI pour établir les normes d’âge et de genre chez les individus âgés de 16 ans et plus. Un questionnaire posté sous forme de sondage a été expédié à 1280 personnes. Ensuite, 57 répondants ont complété un questionnaire pour une seconde fois. La fidélité test-retest de la version postale du FAI s’est avérée excellente, avec une corrélation de r = 0,96.

Miller et al. (2004) ont examiné la fidélité test-retest du FAI chez 84 individus ayant une amputation du membre inférieur. Les individus ont complété le FAI à deux reprises dans un intervalle de deux semaines. Le coefficient de corrélation intra-classe (CCI) pour le FAI était excellent (CCI = 0,79), ce qui démontre la fidélité test-retest du FAI.

Inter-juges :
Piercy, Carter, Mant, and Wade (2000) ont examiné la fidélité inter-juges du FAI chez 35 patients ayant subi un AVC et 24 personnes qui étaient les principaux aidants de patients ayant subi un AVC. Deux évaluateurs ont coté chaque personne, à 15 jours d’intervalle en moyenne. Les coefficients kappa ont démontré un excellent niveau d’accord pour 3/15 articles (kappa allant de 0,77 à 0,80). Un niveau d’accord adéquat a été noté pour 10/15 items (kappa allant de 0,42 à 0,73). Les deux autres items ont démontré une faible concordance (sorties sociales, 0,27, garder un intérêt actif pour un loisir, 0,35). Trois items présentaient des différences significatives entre les deux évaluateurs (travaux ménagers légers, sorties/promenades en voiture, ménage et/ou entretien de la voiture). La corrélation de Spearman pour les scores totaux du FAI des évaluateurs B versus A était excellente (r = 0,93). Les résultats de cette étude confirment la fidélité du FAI lorsqu’il est administré par entrevue.

Post and de Witte (2003) ont examiné la fidélité inter-juges de la version néerlandaise du FAI chez 45 patients ayant subi un AVC. Le FAI était administré à deux reprises, avec de trois à cinq jours d’écart entre les évaluations. La fidélité inter-juges des scores totaux du FAI était excellente (CCI = 0,90). Au niveau des items, les coefficients kappa allaient d’adéquats à excellents (kappa = 0,41 – 0,90).

Validité

Contenu :
Wade et al. (1985) ont examiné les données de 976 patients en phase aiguë de récupération post-AVC. Une analyse de facteurs a été menée pour démontrer les niveaux d’éléments communs parmi les items du FAI. Les corrélations allaient de 0,44 à 0,77, ce qui suggère la présence d’un seul construit sous-jacent pour lequel chaque item contribuait à chacun des trois facteurs identifiés (Activités domestiques ; Activités de loisirs/travail ; Activités extérieures).

Pedersen, Jorgensen, Nakayama, Raaschou, et Olsen (1997) ont examiné si le FAI était un bon outil d’évaluation complémentaire à l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) pour mesurer les fonctions supérieures des AVQ chez 437 patients ayant subi un AVC. Il a été noté que le FAI est une échelle hétérogène composée de trois facteurs, dont deux représentant l’augmentation de difficulté des items. Le troisième facteur est relié aux activités éloignées du domicile. Les items de l’Indice de Barthel et du FAI, lorsqu’analysés ensembles, apparaissaient sur différents facteurs orthogonaux, suggérant que le FAI ajoutait un supplément à l’Indice de Barthel sans chevauchement.

Sveen et al. (1999) ont examiné des données provenant de 65 patients ayant subi un AVC pour observer comment les déficits moteurs et cognitifs étaient reliés aux activités physiques de la vie quotidienne. Dans cette étude, la structure à trois facteurs du FAI a été confirmée. Ces trois sous-échelles sont les tâches domestiques, les activités extérieures et les loisirs.

Critère :
Concourante :
Carter et al. (1997) ont examiné l’accord entre la version du FAI administrée par entrevue ou par questionnaire postal et ont évalué la validité de critère de la version postale, en utilisant la méthode par entrevue comme un standard de référence. Une excellente corrélation de Spearman de r = 0,94 a été relevée entre le les scores de la version postale et les scores obtenus par entrevue en face à face. Les différences individuelles des scores étaient grandes entre les réponses au FAI par la poste et les réponses par entrevue dix jours plus tard. Au niveau des items individuels, les kappas allaient de faible (kappa = 0,35 pour les Voyages/promenades en voiture) à excellent (kappa = 1,00 pour le Travail rémunéré). Il a été noté que la version postale était une alternative satisfaisante à l’administration d’une entrevue. Cependant, dû au faible accord entre les scores pour un même patient, les deux approches ne devraient pas être utilisées l’une après l’autre pour évaluer un même patient.

Cup, Scholte op Reimer, Thijssen, et van Kuyk-Minis (2003) ont administré plusieurs outils de mesure standardisés à 26 patients ayant subi un AVC. Le FAI avaient d’excellentes corrélations avec l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) (r = 0,79), le Euroqol (r = 0.65) (EuroQol Group, 1990), et la Rankin Scale (r = -0,80) (de Haan, Limburg, Bossuyt, van der Meulen, & Aaronson, 1995). Le FAI avait également une corrélation adéquate avec le StrokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More Adapted Sickness Impact Profile-30 (van Straten, de Haan, Limburg, Schuling, Bossuyt, & van den Bos, 1997) (r = -0,43).
Note : Certaines corrélations sont négatives parce qu’un score élevé au FAI indique un niveau haut de fonctionnement tandis que des scores élevés au StrokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More Adapted Sickness Impact Profile-30 et à la Rankin Scale indiquent des conséquences moins souhaitables pour la santé.

Segal et Schall (1994) ont examiné le niveau d’accord entre 38 patients ayant subi un AVC et leurs proches aidant. En utilisant les rho de Spearman, il a été relevé que le FAI et la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (Keith et al., 1987) avaient d’excellentes corrélations (r = 0,80).

Hsueh, Lee, et Hsieh (2001) ont examiné les propriétés psychométriques de l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) chez 121 patients ayant subi un AVC. Le FAI était comparé à l’Indice de Barthel 180 jours après l’AVC et il a été relevé que celui-ci avait des corrélations adéquates avec les scores de l’Indice de Barthel obtenu aux jours 14, 30 et 90 après l’AVC (r de Pearson = 0,59).

Walters et al. (1999) ont examiné les propriétés psychométriques de quatre instruments génériques : la Medical Outcomes Study 36-item Short-Form Health Survey (SF-36 – Ware & Sherbourne, 1992); l’EuroQol (EuroQol Group, 1990); le McGill Short Form Pain Questionnaire (Melzack, 1975) et le FAI chez 233 patients avec des ulcères veineux au jambes. Les corrélations ont été calculées en utilisant des corrélations spécifiques de Pearson. Le FAI avait une excellente corrélation avec la sous-échelle évaluant le Fonctionnement physique de la SF-36 (r = 0,72). Par contre, de faibles corrélations ont été observées entre le FAI et les sous-échelles de la SF-36 évaluant les Limitations de rôle – Physique (r = 0,25), les Limitations de rôle – Émotionnel (r = 0,11), la Douleur (r = 0,28), les Perceptions générales de la santé (r = 0,30) et la Santé mentale (r = 0,26). Des corrélations adéquates ont été relevées entre le FAI et les sous-échelles de la SF-36 évaluant le Fonctionnement social (r = 0,35), et la Vitalité (r = 0,45). Le FAI avait une corrélation modérée avec le EuroQol Derived Single Index (r = 0,54), et une faible corrélation avec les sous-échelles du McGill Pain Questionnaire évaluant l’aspects Sensoriel (r = -0,12) et Affectif (r = -0.13).
Note : Certaines corrélations sont négatives parce qu’un score élevé au FAI indique un haut niveau de fonctionnement tandis qu’un score élevé sur d’autres instruments de mesure indique des conséquences moins souhaitables pour la santé.

Miller et al. (2004) ont examiné la validité concourante du FAI chez 84 individus ayant une amputation du membre inférieur. Comme prévu, la FAI a corrélé de manière adéquate avec le Test de marche de deux minutes (r = 0,53), le Timed Up and Go test (Podsiadlo & Richardson, 1991) (r = -0,49), la Prosthetic Evaluation Questionnaire-Mobility Scale (Legro, Reiber, Smith, del Aguila, Larsen, & Boone, 1998) (r = 0.39) et l’Activities-specific Balance Confidence Scale (Powell & Myers, 1995) (r = 0,51).
Note : Certaines corrélations sont négatives parce qu’un score élevé au FAI indique un haut niveau de fonctionnement tandis qu’un score élevé au Timed Up and Go test indique des conséquences moins souhaitables pour la santé.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Schuling et al. (1993) ont examiné la validité de construit du FAI chez un groupe de patients ayant subi un AVC et un groupe de participants non-sélectionnés âgés de 65 ans ou plus. Le statut fonctionnel des patients ayant subi un AVC a été mesuré à 26 semaines. Les corrélations entre le FAI et les sous-échelle évaluant les Tâches ménagères, les Soins du corps et mouvements, la Mobilité et la marche du Sickness Impact Profile (Bergner, Bobbitt, Carter, & Gilson, 1981) allaient d’adéquates à excellentes (r = -0,56 à -0,73). Le FAI avait aussi une excellente corrélation avec le score d’incapacité de l’Indice de Barthel (Wade & Collin, 1988) (r = 0,66). Ces résultats fournissent une évidence de la corrélation de validité convergente du FAI. Par contre, la validité discriminante notée entre les scores au FAI et les échelles Comportement émotionnel et Fonctionnement intellectuel du Sickness Impact Profile s’est avérée faible (r = -0,15 et -0,14).
Note : Certaines corrélations sont négatives parce qu’un score élevé au FAI indique un haut niveau de fonctionnement tandis qu’un score élevé au Sickness Impact Profile indique des conséquences moins souhaitables pour la santé.

Sveen et al. (1999) ont examiné les données de 65 patients ayant subi un AVC et ont noté que les Activités domestiques et les Activités extérieures (facteurs identifiés dans cette étude pour constituer le FAI) corrélaient adéquatement avec l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) (r = 0,58 et r = 0,50). Le facteur évaluant les Activités domestiques était celui qui était le plus fortement relié au fonctionnement moteur du bras de l’Indice de Barthel et le facteur évaluant les Activités extérieures était plus fortement relié aux habilités visuo-spatiales. Par contre, les Activités de loisirs, le troisième facteur identifié dans cette étude, ne corrélait pas avec les scores de l’Indice de Barthel (r = 0,11).

Tooth et al. (2003) ont examiné la validité de construit du FAI chez les patients ayant subi un AVC et leurs proches en utilisant une version modifiée de l’index (13 items). Il a été noté que le score total au FAI du patient corrélait significativement avec la sous-échelle évaluant la Motricité de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (Keith, Granger, Hamilton, & Sherwin, 1987) (r = 0,63), mais pas avec la sous-échelle évaluant les Fonctions cognitives (r = 0,09).

Groupes connus :
Holbrook et Skilbeck (1983) ont divisé les patients selon la sévérité de leur AVC en deux groupes, soit «léger» et «sévère», en se basant sur la cote du Rankin au moment de l’AVC. Ils ont relevé que le FAI distinguait la sévérité de l’AVC (par les groupements du Rankin) chez les patients masculins qui démontraient des scores significativement moins élevés pour les Activités domestiques et les Activités extérieures lors du suivi. Cependant, la sévérité de l’AVC n’a pas influencé le suivi après un an pour les femmes.

Schuling et al. (1993) ont relevé que le FAI était capable de faire la distinction entre les patients d’un groupe pré-AVC et les patients d’un groupe témoin. Le FAI faisait aussi la distinction entre les niveaux d’activité de patients avant et après un AVC.

Sensibilité au changement

Schepers, Ketelaar, Visser-Meily, Dekker et Lindeman (2006) ont comparé la sensibilité au changement des mesures de l’état de santé fonctionnel fréquemment utilisées en cas d’AVC. La FAI et le StrokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More Adapted Sickness Impact Profile ont détecté les changements les plus importants et ont obtenu un effet d’ampleur modérée chez les patients en phase chronique de récupération post-AVC (entre 6 et 12 mois après l’AVC).

Wade et al. (1985) ont relevé que les scores au FAI changeaient selon la direction prévue de la période pré-AVC à la période de six mois post-AVC, et à la période d’un an post-AVC.

Références

• Bergner, M., Bobbitt, R. A., Carter, W. B., Gilson, B. S. (1981). The Sickness Impact Profile: development and final revision of a health status measure. Med Care, 19, 787-805.
• Carter, J., Mant, F., Mant, J., Wade, D., Winner, S. (1997). Comparison of postal version of the Frenchay
• Activities Index with interviewer-administered version for use in people with stroke. Clin Rehabil, 11, 131-138.
• Cup, E. H. C., Scholte op Reimer, W. J. M., Thijssen, M. C. E., van Kuyk-Minis, M. A. H. (2003). Reliability and validity of the Canadian Occupational Performance Measure in stroke patients. Clinical Rehabilitaton, 17(4), 402-409.
• de Haan R., Limburg M., Bossuyt P., van der Meulen J., Aaronson, N. (1995). The clinical meaning of Rankin ‘handicap’ grades. Stroke, 26, 2027-2030.
• Green, J., Forster, A., Young, J. (2001). A test-retest reliability study of the Barthel Index, the Rivermead Mobility Index, the Nottingham Extended Activities of Daily Living Scale and the Frenchay Activities Index in stroke patients. Disabil Rehabil, 23(15), 670-676.
• Hamrin, E. (1982). One year after stroke: a follow-up of an experimental study. Scand J Rehabil Med, 14, 111-116.
• Holbrook, M., Skilbeck, C. E. (1983). An activities index for use with stroke patients. Age and Ageing, 12(2), 166-170.
• Hsueh, I.-P., Hsieh, C.-L. (1997). A revalidation of the Frenchay Activities Index in stroke: A study in Taipei area. Formorsan Med J, 6, 123-130 [in Chinese].
• Keith, R. A., Granger, C. V., Hamilton, B. B., Sherwin, F. S. (1987). The functional independence measure: A new tool for rehabilitation. Adv Clin Rehabil, 1, 6-18.
• Legro, M. W., Reiber, G. D., Smith, D. G., del Aguila, M., Larsen, J., Boone, D. (1998). Prosthesis Evaluation Questionnaire for persons with lower limb amputations: assessing prothesis-related quality of life. Arch Phys Med Rehabil, 79, 931-938.
• Mahoney, F. I., Barthel, D. W. (1965). Functional evaluation: The Barthel Index. Md State Med J, 14, 61-65.
• Melzack, R. (1975). The McGill Pain Questionnaire: Major Properties and Scoring Methods. Pain, 1, 277-289.
• Miller, W. C., Deathe, A. B., Harris, J. (2004). Measurement properties of the Frenchay Activities Index among individuals with a lower limb amputation. Clinical Rehabilitation, 18(4), 414-422.
• Nouri, F. M., Lincoln, N. B. (1987). An extended activities of daily living scale for stroke patients. Clin Rehab, 1, 301-305.
• Pedersen, P. M., Jorgensen, H. S., Nakayama, H., Raaschou, H. O., Olsen, T. S. (1997). Comprehensive assessment of activities of daily living in stroke. The Copenhagen Stroke Study. Arch Phys Med Rehabil, 78, 161-165.
• Piercy, M., Carter, J., Mant, J., Wade, D. T. (2000). Inter-rater reliability of the Frenchay Activities Index in patients with stroke and their carers. Clinical Rehabilitation, 14, 433-440.
• Podsiadlo, E., Richardson, S. (1991). The Timed ‘Up & Go’: a test of basic functional mobility for frail elderly persons. J Am Geriatr Soc, 39, 142-148.
• Post, M. W. M., de Witte, L. P. (2003). Good inter-rater reliability of the Frenchay Activities Index in stroke patients. Clinical Rehabilitation, 17(5), 548-552.
• Powell, L., Myers, A. (1995). The Activities-specific Balance Confidence (ABC) scale. J Gerontol, 50, M28-34.
• Schepers, V. P. M., Ketelaar, M., Visser-Meily, J. M. A., Dekker, J., Lindeman, E. (2006). Responsiveness of functional health status measures frequently used in stroke research. Disability & Rehabilitation, 28(17), 1035-1040.
• Schuling, J., de Haan, R., Limburg, M., Groenier, K. H. (1993). The Frenchay Activities Index. Assessment of functional status in stroke patients. Stroke, 24, 1173-1177.
• Segal, M. E., Schall, R. R. (1994). Determining functional/health status and its relation to disability in stroke survivors. Stroke, 25, 2391-2397.
• Sveen, U., Bautz-Holter, E., Sodring, K. M., Wyller, T. B., Laake, K. (1999). Association between impairments, self-care ability and social activities 1 year after stroke. Disability & Rehabilitation, 21(8), 372-377.
• The EuroQol Group. (1990). EuroQol – a facility for the measurement of health-related quality of life. Health Policy, 16, 199-207.
• Tooth, L. R., McKenna, K. T., Smith, M., O’Rourke, P. (2003). Further evidence for the agreement between patients with stroke and their proxies on the Frenchay Activities Index. Clinical Rehabilitation, 17, 656-665.
• Turnbull, J. C., Kersten, P., Habib, M., McLellan, L., Mullee, M. A., George, S. (2000). Validation of the Frenchay Activities Index in a general population aged 16 years and older. Arch Phys Med Rehabil, 81(8), 1034-1038.
• van Straten, A., de Haan, R. J., Limburg, M., Schuling, J., Bossuyt, P. M., van den Bos, G. A. M. (1997). A Stroke-Adapted 30-Item Version of the Sickness Impact Profile to Assess Quality of Life (SA-SIP30). Stroke, 28, 2155-2161.
• Wade, D. T., Legh-Smith, J., Langton, H. R. (1985). Social activities after stroke: Measurement and natural history using the Frenchay Activities Index. Int Rehabil Med, 7(4), 176-181.
• Ware, J. E. Jr., Sherbourne, C. D. (1992). The MOS 36-item short-form health survey (SF-36). I. Conceptual framework and item selection. Med Care, 30, 473-483.
• Whiting, S., Lincoln, N. (1980). An ADL assessment for stroke patients. Br J Occup Ther, 43, 44-46.
• Wade, D. T., Collin, C. (1988). The Barthel ADL Index: a standard measure of physical disability. Int Disability Studies, 10, 64-67.
• Walters, S. J., Morrell, J., Dixon, S. (1999). Measuring health-related quality of life in patients with venous leg ulcers. Quality of Life Research, 8, 327-336.
• Wyller, T. B., Sveen, U., Bautz-Holter, E. (1996). The Frenchay Activities Index in stroke patients: Agreement between scores by patients and by relatives. Disabil Rehabil, 18(9), 454-459.

Voir la mesure

Comment obtenir le FAI

Pour une copie du FAI avec le système de cotation par Wade et al. (1985), S.V.P. cliquez ici.

Une copie de l’outil de mesure avec le système de cotation original est également disponible dans l’article suivant : Holbrook, M., Skilbeck, C. E. (1983). An activitiesAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, activity is the performance of a task or action by an individual. Activity limitations are difficulties in performance of activities. These are also referred to as function.
index for use with strokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More patients. Age and Ageing, 12(2), 166-170.

But

L’indice de Barthel (IB) mesure l’étendue du fonctionnement indépendant et de la mobilité dans les activités de la vie quotidienne (AVQ) c.-à-d. se nourrir, prendre un bain, soins personnels, s’habiller, continence intestinale, continence vésicale, faire sa toilette, transfert à partir d’une chaise, marcher et monter les marches. L’indice indique également le besoin d’assistance en matière de soins. L’IB est une mesure largement utilisée de l’incapacité fonctionnelle. Il a été élaboré dans l’optique d’être utilisé en réadaptation auprès de personnes ayant subi un AVC ou présentant des troubles neuromusculaires ou squelettiques ; il peut aussi être utilisé auprès de patients en oncologie.

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

L’Indice de Barthel (IB) mesure l’étendue du fonctionnement indépendant et de la mobilité dans les activités de la vie quotidienne (AVQ) c.-à-d. se nourrir, prendre un bain, soins personnels, s’habiller, continence intestinale, continence vésicale, faire sa toilette, transfert à partir d’une chaise, marcher et monter les marches. L’indice indique aussi le besoin d’assistance en matière de soins.

L’IB est une mesure de l’incapacité fonctionnelle largement utilisée. L’indice a été élaboré dans l’optique d’être utilisé en réadaptation auprès de personnes ayant subi un AVC ou présentant des troubles neuromusculaires ou squelettiques ; il peut aussi être utilisé auprès de patients en oncologie.

Versions disponibles

L’IB a tout d’abord été élaboré par Mahoney et Barthel en 1965, puis modifié par Collin, Wade, Davies et Horne en 1988.

• Version originale comportant 10 items (Mahoney et Barthel, 1965). Réfère aux 10 catégories suivantes : se nourrir, prendre un bain, soins personnels, s’habiller, continence intestinale, continence vésicale, faire sa toilette, transfert à partir d’une chaise, marcher et monter les marches. Les items sont pondérés selon le niveau de soins infirmiers requis et sont notés en terme de performance de l’individu. Ainsi, le score est respectivement de 10, 5 ou 0 pour une activité exécutée de manière indépendante, avec un peu d’assistance ou est de manière dépendante à l’assistance.

Caractéristiques de l’outil de mesure

Items :

La forme originale de l’IB comportant 10 items contient 10 activités communes des AVQ incluant : se nourrir, prendre un bain, soins personnels, s’habiller, continence intestinale, continence vésicale, faire sa toilette, transfert à partir d’une chaise, marcher et monter les marches. Les items sont notés en terme de performance de l’individu. Ainsi, le score est respectivement de 10, 5 ou 0 pour une activité exécutée de manière indépendante, avec un peu d’assistance ou est de manière dépendante à l’assistance. Les items sont pondérés selon le niveau requis de soins infirmiers.

Cotation :

Le score obtenu sur l’Indice de Barthel est la somme des cotes aux items. La mobilité et la continence sont pondérées de manière préférentielle. Les scores sont attribués de la manière suivante : 0 ou 5 points par item pour prendre un bain et soins personnels ; 0, 5 ou 10 points par item pour se nourrir, s’habiller, continence intestinale, continence vésicale, l’utilisation des toilettes et des escaliers ; 0, 5, 10 ou 15 points par item pour les transferts et la mobilité. L’indice ramène le total sur 100 – plus le score est haut, meilleur est le degré d’indépendance fonctionnelle (McDowell et Newell, 1996). Ce score est calculé simplement en additionnant les scores de chaque item, ce qui ne requiert qu’un simple calcul arithmétique à la main.

Un système modifié de notation a été suggéré par Shah, Vanclay et Cooper (1989), utilisant une échelle ordinale à 5 niveaux pour chaque item afin d’améliorer la sensibilité à détecter le changement (1= incapable d’exécuter la tâche, 2 = tente d’exécuter la tâche, mais de manière risquée, 3 = aide modérée nécessaire, 4 = aide minimale nécessaire, 5 = entièrement indépendant). Shah et coll. (1989) note qu’un score entre 0 et 20 suggère une entière dépendance, entre 21 et 60 une sévère dépendance, entre 61 et 90 une dépendance modérée et entre 91 et 99 une légère dépendance.

Sous-échelles :

Aucune documentée.

Équipement :

Afin d’administrer l’IB, un crayon ainsi que les items du test sont nécessaires.

Formation :

L’administration de l’IB ne requiert aucune formation. Il a été démontré que l’outil est aussi équivalent lorsqu’il est administré par un individu expérimenté que lorsqu’il est administré par un individu non expérimenté (Collin et Wade, 1988). L’IB peut aussi être autoadministré (McGinnis, Seward, DeJong et Osberg, 1986). Toutefois, en ce qui concerne les patients âgés de plus de 75 ans, il n’est pas recommandé que l’IB soit autoadministré (Sinoff & Ore, 1997). Une étude suggère que l’échelle peut être administée de façon fiable par téléphone (Korner-Bitensky & Wood-Dauphinee, 1995).

Durée :

L’IB nécessite aussi peu que 2 à 5 minutes, lorsque complété par auto-évaluation, et jusqu’à 20 minutes, lorsque complété par observation directe (Finch, Brooks, Stratford et Mayo, 2002).

Versions alternatives de l’Indice de Barthel

• Version modifiée comprenant 10 items (IBM) (Collin et coll., 1988). Les catégories fonctionnelles peuvent être notées de 0 à 5, de 0 à 2 ou de 0 à 3, tout dépendant de l’item. Les scores totaux se situent entre 0 et 20.
• Version courte comprenant 5 items (Hobart et Thompson, 2001). La version à 5 items évalue les 5 catégories suivantes : transferts, prendre un bain, utilisation des toilettes et des escaliers et mobilité. Chaque item est noté de 0 à 1, de 0 à 2 ou de 0 à 3, dépendamment du fonctionnement. Les scores totaux se situent entre 0 et 20. Hobart et Thompson (2001) ont découvert que l’IB à 5 items est psychométriquement équivalent à la version de l’IB comprenant 10 items (corrélation avec la version originale est r = 0.90).
• La version allongée comprenant 15 items (Granger et coll., 1979; Fortinsky et Granger, 1981). Une échelle à quatre points a été ajoutée, soit intacte/limité/aide requise/nulle. Les scores se situent entre 0 et 100. Dans la version à 15 items, un score de 60 est communément considéré comme le score seuil désignant une dépendance marquée (Granger, Sherwood et Greer, 1977). De fortes corrélations ont été relevées entre la version de l’IB à 15 items et d’autres mesures du fonctionnement (ex : avec le Katz Indice of ActivitiesAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, activity is the performance of a task or action by an individual. Activity limitations are difficulties in performance of activities. These are also referred to as function.
  of Daily Living, r = 0.78 ; avec le PULSES profile (statut médical, fonction du membre supérieur et inférieur, fonctions sensorielle et excrétrice, statut mental et émotionnel), r = -0.74 à -0.90 (Shinar, Gross, Bronstein, Licara-Gehr, Eden, Cadrera et coll., 1987; Granger, 1985; Rockwood, Stolee et Fox, 1993). De plus, les scores étaient prédictifs du retour à la vie indépendante après 6 mois (Granger, Hamilton, Gresham et Kramer, 1989).
• L’IB allongé (IBA) (Prosiegel, Bottger et Schenk, 1996). L’IBA comporte 16 items dont 15 sont identiques à la Mesure de l’indépendance fonctionnelle. Seule une très petite littérature existe à propos de l’IBA. Toutefois, Jansa, Pogacnik et Gompertz (2004) ont déterminé que l’IBA est une mesure fiable et valide du niveau d’incapacité/d’activité chez 33 patients nouvellement diagnostiqués d’AVC ischémique aigu.
• L’IB comprenant 3 items (Ellul, Watkins et Barer, 1988). Ancré sur 3 items (transferts lit-chaise, mobilité et incontinence intestinale), il s’agit d’une bonne alternative à l’IB complet afin d’évaluer les fonctions lors du congé de l’hôpital. À ce jour, cette version n’a seulement été validée auprès de patients ayant subi un AVC.
• L’IB autoévalué (IBAÉ). L’IBAÉ présente une bonne validité concourante et est bien apparentée à l’IB original ainsi qu’à la Mesure de l’indépendance fonctionnelle. La fidélité test-retest de ces indices est suffisamment haute pour l’utilisation pratique (Hachisuka, Ogata, Ohkuma, Tanaka et Dozono, 1997; Hachisuka, Okazaki et Ogata, 1997; McGinnis et coll.,1986).
• Indice de Barthel pour la réadaptation précoce (IBP). Il s’agit d’une version allongée de l’IB, élaborée afin d’évaluer le fonctionnement d’individus avec de sévères dommages au cerveau, qui souvent ne peuvent être différenciés de manière appropriée à cause des effets planchers qui surviennent avec l’augmentation de la sévérité des limitations neurologiques. L’IBP porte un regard sur les aspects suivants : état nécessitant une surveillance médicale intensive temporaire, trachéotomie nécessitant un traitement spécial (aspiration), respiration artificielle intermittente, état de confusion nécessitant des soins spéciaux et déficits de communication sévères. Schonle (1995) a démontré que l’IBP est rapide, économique et fiable lorsqu’administré à 210 patients en réadaptation précoce ainsi qu’à 312 patients avec de sévères dommages au cerveau.

Il y a peu de consensus concernant laquelle de ces versions devrait être considérée comme la version définitive de l’IB (McDowell et Newell, 1996), cependant, la version originale ainsi que les versions modifiées à 10 et 15 items sont les plus communément utilisées.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

• Des patients ayant subi un AVC.

L’IB est une mesure fréquemment utilisée pour évaluer l’impact d’un AVC. Il a été démontré à plusieurs reprises qu’il s’agit d’une mesure fiable et valide des AVQ élémentaires (Mahoney et Barthel, 1965; Loewen et Anderson, 1990; Gresham, Phillips et Labi, 1980; Collin et coll., 1988; Roy, Tongeri, Hay, & Pentland, 1988; Wade & Hewer, 1987; Leung et coll., 2007). Chez les patients ayant subi un AVC, l’IB détermine l’ampleur des limitations, des activités reliées aux soins personnels et de l’aptitude à la vie indépendante post-AVC. Il a également été démontré que le score total de l’IB prédit la durée du séjour à l’hôpital (Granger, Albrecht et Hamilton, 1979).

Il n’y a aucun prérequis pour compléter l’IB. En ce qui concerne les patients incapables de répondre à l’IB de manière indépendante, l’IB peut être complété par un proche aidant (eg. Duncan, Lai, Tyler, Perera, Reker et Studenski, 2002; Wyller, Sveen et Bautz-Holter 1995). De plus, l’IB peut être administré de manière fiable par téléphone, soit au patient ou à son proche aidant.

Ne devrait pas être utilisé :

• Pour documenter les pertes importantes dans les niveaux plus élevés de la fonction physique ou d’activité nécessaires à l’indépendance chez soi ou dans la communauté. Cela signifie que les patients peuvent atteindre le score maximal de 100, mais tout de même présenter une limitation importante. (Kelly-Hayes et coll., 1998).
• L’indice devrait être utilisé avec précaution auprès des patients ayant subi un AVC léger. L’indice est sensible au changement, mais n’a pas d’effets plafonds définis en ce qui concerne les personnes ayant subi un AVC léger (Wade et Hewer, 1987; Skilbeck, Wade, Hewer et Wood, 1983).

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

L’IB a été traduit et validé dans les langues suivantes :

• Hollandais (Post, van Asbeck, van Dijk et Schrijvers, 1995)
• Allemand (Heuschmann et coll., 2005; Valach, Signer, Hartmeier,
  Hofer et Steck, 2003)
• Turc (Kucukdeveci, Yavuzer, Tennant, Suldur, Sonel et
  Arasil, 2000)
• Persan (Oveisgharan, 2006)
• Français (Condouret et coll., 1988; Wirotius et Foucher-Berres, 1991)
• Chinois (Leung, Cha et Shah, 2007) (modified Barthel Indice)

Sommaire

Que mesure l’outil ?	Activités de la vie quotidienne.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ?	Les patients ayant subi un AVC, les patients ayant d’autres troubles neuromusculaires ou musculo-squelettiques, les patients en oncologie.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ?	Évaluation
Temps d’administration requis	Auto-administré : 2 à 5 minutes ; Observation directe : 20 minutes, mais peut varier selon les habiletés ainsi que la tolérance du patient.
Versions	Version modifiée à 10 items (IBM) ; Forme courte à 5 items ; Version allongée à 15 items ; l’IB allongé (IBA) ; l’IB à 3 items ; l’Auto-évaluation IB (AIB) ; l’IB pour la réhabilitation précoce (IBRP).
Langues	Allemand, Anglais, Chinois, Français, Hollandais, Perse, Turque
Propriétés psychométriques
Fidélité	Cohérence interne : Cinq études de l’IBM ont démontré une excellente cohérence interne. Test-retest : Une étude de l’IBM a démontré une excellente fidélité test-retest. Inter-juges : Une étude de l’IBM et 4 études de l’IB ont démontré une excellente fidélité inter-juges ; et une étude de l’IB a démontré une fidélité inter-juges adéquate.
Validité	Critère : Concourante : Une étude a démontré une excellente validité concourante entre l’IBM et le domaine Moteur de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) lors de l’admission et au moment du congé. Prédictive : Le IBM a prédit le rendement aux AVD au 6e mois post AVC ; la probabilité qu’un patient redevienne continent suite à un AVC ; le risque de chutes chez un patient ayant subi un AVC ; et la durée des soins aigus pour un patient suite à un AVC. Construit : Excellentes corrélations chez les patients ayant subi un AVC concernant la dimension de la mobilité physique du Nottingham Health Profile SubscaleMany measurement instruments are multidimensional and are designed to measure more than one construct or more than one domain of a single construct. In such instances subscales can be constructed in which the various items from a scale are grouped into subscales. Although a subscale could consist of a single item, in most cases subscales consist of multiple individual items that have been combined into a composite score (National Multiple Sclerosis Society). ; la sous-échelle Fonctionnement Physique de la SF-36 ; l’Échelle d’équilibre de Berg ; la Fugl-Meyer Assessment Scale ; le Frenchay ActivitiesAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, activity is the performance of a task or action by an individual. Activity limitations are difficulties in performance of activities. These are also referred to as function. Indice.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ?	Des effets plafond significatifs ont été notés chez l’IB, ce qui veut dire qu’il ne détecte pas efficacement les changements chez les individus hautement fonctionnels. La Mesure de l’indépendance fonctionnelle a été développée comme une mesure plus apte à détecter les changements en présence de limitations que l’IB. Toutefois, peu ou pas de différences n’ont été notées. Sur huit études examinées, trois relèvent que l’IB a une grande capacité de détecter les changements ; trois relèvent une capacité adéquate ; et deux relèvent une faible capacité.
Acceptabilité	L’IBM/IB a été évalué quant à son utilisation comme auto-évaluation avec des proches aidants ainsi que son utilisation lors d’une observation directe.
Faisabilité	L’IBM/IB est simple à administrer. Son utilisation ne requiert une formation que s’il est administré par observation directe. Il a été développé sous plusieurs formats qui peuvent être administrés lors de différentes situations. Il peut aussi être utilisé pour une évaluation longitudinale.
Comment obtenir l’outil ?	Pour obtenir une copie de l’IB original, cliquez ici

Propriétés psychométriques

Résumé

Une quantité considérable de données est disponible en ce qui concerne l’IB (McDowell et Newell, 1996) et ses nombreuses versions modifiées. Aux fins de ce résumé, une recherche dans la littérature a été menée afin d’identifier toutes publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques de l’IB original et de l’IB modifié à 10 items (IBM), soit les deux versions les plus communément utilisées. Des articles provenant de revues à fort impact et provenant de divers auteurs ont été sélectionnnés, puis résumés.

*Notez que le contenu de l’IB original et de l’IBM est le même. Seules les valeurs de pointage ont été changées dans la version IBM (noté 0, 1, 2 ou 3 versus 0, 5 ou 10 dans la version originale). Ainsi, ce changement n’a pas d’impact sur les propriétés clinimétriques de l’outil (Quinn, Langhorne et Stott, 2011). L’IBM donne un score se situant entre 0 et 20, tandis que l’IB original donne un score entre 0 et 100. Aux fins de ce module, les propriétés psychométriques de l’IB et celles de l’IBM seront présentées ensemble en y référant selon qu’il s’agit de l’IB ou de l’IBM.

Effets plafonds et planchers

Salbach et coll. (2001) ont examiné les effets de plafonds de l’IB, du Timed Up and Go (TUG), de l’Échelle d’équilibre de Berg (ÉÉB), du Test de marche sur 10 mètres (TM10m) et du Test de marche sur 5 mètres (TM5m) auprès de 50 patients présentant des déficits résiduels suite à un premier AVC. L’IB présentait les effets plafonds les plus significatifs au 8e et 38e jour post-AVC (respectivement 28% et 56%).

Dromerick, Edwards et Diringer (2003) ont étudié les effets de planchers/plafonds de l’IB, de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF), de la Modified Rankin Scale (MRS) et de l’Internationnal StrokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More Trial Measure. Les 4 outils ont été administrés à 95 patients ayant subi un AVC, lors de l’admission en réadaptation ainsi qu’au moment du congé. L’IB a démontré des effets planchers adéquats lors de l’admission (5%) et de faibles effets plafonds au moment du congé (27%), alors que la MIF a démontré d’excellents effets planchers et plafonds (0% pour les deux) ; le MRS a démontré des effets planchers adéquats lors de l’admission (18%) et d’excellents effets plafonds au moment du congé (0%) ; et l’International StrokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More Trial Measure a démontré de faibles effets planchers lors de l’admission (100%) et d’excellents effets plafonds au moment du congé (0%).

Van der Putten, Hobart, Freeman et Thompson (1999) ont comparé les effets de planchers/plafonds de l’IBM à ceux du domaine Moteur de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF), du domaine Cognitif de la MIF et du score total de la MIF auprès de 201 patients ayant la sclérose en plaque et de 82 patients ayant subi un AVC et étant suivis en neuroréhabilitation à l’interne. L’IBM et la MIF-Moteur ont démontré des effets planchers et plafonds adéquats chez les patients ayant subi un AVC ainsi que ceux ayant la sclérose en plaques (effets planchers = 1.2% (IB, AVC), 1.2% (MIF-Moteur, AVC); et effets plafonds = 8.5% (IB, AVC) et 1.2% (MIF-Moteur, AVC). Le score total de la MIF n’a démontré aucun effet plancher ou plafond, que ce soit chez les patients ayant subi un AVC ou ceux ayant la sclérose en plaques (0%). La MIF-Cognitif a démontré de faibles effets plafonds chez les patients ayant la sclérose en plaques (36%) et des effets plafonds adéquats chez les patients ayant subi un AVC.

Hsueh, Lin, Jeng et Hsieh (2002) ont comparé les effets de planchers/plafonds de la MIF à ceux de l’IBM et de l’IB à 5 items (IB-5) auprès de 118 patients ayant subi un AVC et suivant un traitement dans une unité interne de réadaptation. L’IBM et la MIF-Moteur ont tous deux démontré des effets planchers adéquats lors de l’admission et au moment du congé (IBM 18.2% et 4.7%; MIF-Moteur 5.8% et 3.5% respectivement) et d’excellents effets plafonds lors de l’admission et au moment du congé (0%). L’IB-5 a manifesté de faibles effets planchers lors de l’admission (46%), des effets planchers adéquats au moment du congé (13.6%) et d’excellents effets plafond lors de l’admission et au moment du congé. Les résultats de cette étude indiquent que l’IBM et la MIF-Moteur ont des effets planchers et plafonds comparables. Toutefois, la MIF-Moteur a un rendement légèrement supérieur en ce qui concerne les effets planchers (18.2% vs 5.8%).

Fidélité

Cohérence interne :
Hobart et Thompson (2001) ont comparé la psychométrie de l’IBM, de la MIF et de la MIF à 30 items + Mesure de l’évaluation fonctionnelle (MIF + MÉF) auprès de 149 patiens présentant différents troubles neurologiques. Il a été déterminé que tous ces outils sont des mesures psychométriquement similaires de l’incapacité physique. La cohérence interne de l’IBM s’est avérée excellente, avec un alpha de Cronbach de 0.94 (l’alpha de Cronbach de la MIF se situait entre 0.89 et 0.96).

Hsueh, Lin, Jeng et Hsieh (2002) ont comparé la cohérence interne de la MIF à celle de l’IBM et de l’IB à 5 items (IB-5) auprès de 118 patients ayant subi un AVC et suivant un traitement dans une unité interne de réadaptation. L’échelle de l’IBM et le domaine Moteur de la MIF ont tous deux démontré une excellente cohérence interne (coefficient de l’alpha de Cronbach ≥ 0.84) alors que l’IB-5 a démontré une cohérence interne adéquate (coefficient de l’alpha de Cronbach ≥ 0.71) lors de l’admission et au moment du congé.

Quinn, Langhorne et Stott (2011) ont effectué une revue de la littérature afin d’examiner la cohérence interne de l’IBM lors d’études auprès de patients ayant subi un AVC. Ils ont ainsi noté que la cohérence interne de l’IB était excellente (alpha de Cronbach de 0.80) à travers toutes les études examinées, tel que détaillé plus bas.

Shah et coll. (1989) ont examiné la cohérence interne de l’IBM auprès de 258 patients ayant subi un AVC. La cohérence interne s’est avérée excellente (alpha de Cronbach 0.90).

Leung et coll. (2007) ont examiné la cohérence interne des versions chinoise et anglaise de l’IBM. Ils ont déterminé que la cohérence interne de ces deux mesures est excellente (alpha de Cronbach 0.93 et 0.92, respectivement).

Hseuh, Lee et Hsieh (2001) ont examiné la cohérence interne de l’IBM auprès de 121 patients taiwanais ayant subi un AVC, et ce à 4 reprises (14,30,90 et 180 jours post-AVC). La cohérence interne de l’IB s’est avérée excellente (alpha de Cronbach 0.89-0.92).

Green, Forster et Young (2001) ont examiné la fidélité test-retest de l’IBM, du Rivermead Mobility Indice (RMI), de la Nottingham extended ActivitiesAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, activity is the performance of a task or action by an individual. Activity limitations are difficulties in performance of activities. These are also referred to as function.
of Daily Living Scale (NEADL) et du Frenchay ActivitiesAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, activity is the performance of a task or action by an individual. Activity limitations are difficulties in performance of activities. These are also referred to as function.
Indice (FAI) auprès de 22 patients, un an après leur dernier AVC. Les quatre mesures ont été administrées à deux reprises, à une semaine d’intervalle. Il a été déterminé que l’IBM et le RMI ont la plus grande fidélité test-retest avec respectivement 75% et 85% d’accord global. Toutefois, la variabilité des statistiques kappa était considérable (IB kappa = -0.09-0.81; RMI kappa =0.64-1.00). La NEADL et le FAI ont démontré une plus grande variabilité et plus d’erreurs (NEADL kappa=0.14-0.89; FAI kappa =0.25-1.00).

Inter-juges :
Leung et coll. (2007) ont examiné la fidélité inter-juges des versions chinoises et anglaises de l’IBM auprès de 15 patients ayant subi un AVC. Il a été déterminé que la fidélité inter-juges était excellente en ce que concerne la version chinoise (kappa = 0.81-1.00) et une fidélité allant d’adéquate à excellente en ce qui concerne la version anglaise (kappa = 0.63-0.85), telle que calculée à l’aide de statistiques kappa.

Duffy, Gajree, Langhorne, Stott et Quinn (2013) ont effectué une revue systématique afin d’examiner la fidélité inter-juges de l’IB et de l’IBM auprès de patients ayant subi un AVC. Dans une analyse de revue systématique et une méta-analyse, 10 études incluant des experts avec différentes expériences ont été incluses. Il a été déterminé que l’IB a une excellente fidélité inter-juges dans 8 des 10 études examinées, et une fidélité inter-juges adéquate pour ce qui est des deux autres, telle que calculée à l’aide du coefficient de Corrélation intra-classe (CCI), des statistiques kappa ou statistiques de kappa pondérées (CCI se situant entre 0.94 et 0.96; kappa se situant entre 0.62 et 0.90; kappa pondéré se situant entre 0.70 et 0.99). Les résultats de 5 des 10 études sont inclus plus bas ; les 5 études restantes n’ont pu être examinées afin de répondre aux fins de ce module, car elles n’étaient pas disponibles en anglais.

Loewen et Anderson (1988) ont examiné la fidélité inter-juges et intra-juge de l’IB auprès de 7 patients ayant subi un AVC. La fidélité intra-juge et inter-juges étaient excellentes (respectivement, CCI = 0.96 et 0.99).

Wolfe, Taub, Woodrow et Burney (1991) ont comparé la fidélité inter-juges et intra-juge de l’IB à celle de la Rankin Scale. La fidélité inter-juges s’est avérée excellente tant pour l’IB que pour la Rankin Scale (respectivement, kw = 0,88 à 0,98 et 0,75 à 0,95). La fidélité intra-juge s’est également avérée excellente à la fois pour l’BI et pour la Rankin Scale (respectivement, kw = 0,98 et 0,95).

Hseuh, Lee et Hsieh (2001) ont examiné la fidélité inter-juges de l’IB auprès de patients taïwanais ayant subi un AVC, à quatre moments (14, 30, 90 et 180 jours après un AVC). La fidélité inter-juges entre les items de l’IB allait d’adéquate (kappa pondéré = 0,53) à excellente (kappa pondéré = 0,94). La fidélité inter-juges pour le score total s’est avérée excellente (CCI = 0,94).

Oveisgharan et coll. (2006) ont examiné la fidélité inter-juges d’une version de l’IB traduite en perse ; la fidélité inter-juges s’est avérée excellente (kappa pondéré = 0.99).

Cincura et coll. (2008) ont examiné la fidélité inter-juges de la National Institutes of Health StrokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More Scale, de la Modified Rankin Scale et de l’IB auprès de patients Brésiliens ayant subi un AVC. Il a été déterminé que la fidélité inter-juges était adéquate (kappa = 0.70).

Validité

Contenu :

Aucune étude n’a examiné la validité de contenu de l’IB auprès de patients ayant subi un AVC.

Critère :

Concourante :
Hsueh, Lin, Jeng et Hsieh (2002) ont examiné la validité concourante de l’IBM et de l’IB à 5 items à l’aide du domaine Moteur de la MIF auprès de patients ayant subi un AVC, en utilisant le coefficient de corrélation de Spearman. Les trois outils ont été administrés à 118 patients ayant subi un AVC, lors de leur admission dans une unité interne de réadaptation et au moment de leur congé. La validité concourante de l’IBM et du domaine Moteur de la MIF s’est avérée excellente lors de l’admission et au moment du congé (respectivement, r=0.92 et 0.94), alors que l’IB à 5 items a démontré une validité concourante allant d’adéquate à excellente avec le domaine Moteur de la MIF lors de l’admission et au moment du congé (respectivement, r = 0.74 et 0.92,).

Prédictive :
Hseuh, Lee et Hsieh (2001) ont examiné la validité prédictive de l’IBM auprès de 121 patients ayant subi un AVC en le comparant avec le Frenchay ActivitiesAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, activity is the performance of a task or action by an individual. Activity limitations are difficulties in performance of activities. These are also referred to as function.
Indice (FAI), et ce à l’aide du coefficient de corrélation de Pearson. L’IBM a été administré lors du 14e, 30e, 90e et 180e jour post-AVC. L’IBM administré lors du 14e, 30e et 90e jour a démontré une corrélation adéquate avec le FAI administré 180 jours après l’AVC (respectivement, r= 0.59, 0.66 et 0.63). Les résultats de cette étude révèlent que l’IBM est un prédicteur adéquat de la performance aux AVD à 6 mois post-AVC.

Patel, Coshall, Lawrence, Rudd et Wolfe (2001) ont examiné la capacité de l’IBM et du Frenchay Activity Indice (FAI) de prédire si un patient présentant de l’incontinence urinaire post-AVC va redevenir continent. Cette étude a impliqué 207 patients ayant subit un AVC et présentant une nouvelle incontinence urinaire survenue dans la phase aiguë de la convalescence. Une analyse univariée et une analyse à régression multiple ont été utilisées afin de déterminer la validité prédictive. L’IBM et le FAI ont été administrés approximativement au 7e jour post-AVC afin de permettre une stabilisation médicale, ainsi qu’au 6e mois post-AVC. Les patients dont les scores se situaient entre 15 et 18 (sur 20) sur l’IBM lors du 7e jour se sont avérés plus susceptibles de redevenir continents, en comparaison avec ceux dont le score était inférieur à 15 (Rapport de cote=21.8, 95% CI=5.95 – 79.7). Après 3 mois, il a été déterminé que les patients présentant de l’incontinence avaient une plus grande incapacité, telle que mesurée par l’IBM (P<0.001) et le FAI (P=0.002). Ces patients avaient également un plus haut taux d’institutionnalisation (P<0.001).

Sze, Wong, Leung et Woo (2001) ont enquêté sur les prédicteurs de chutes auprès de patients ayant subi un AVC à l’aide d’un échantillon de 677 patients admis dans une unité interne de réadaptation post-AVC. Les évaluations initiales, incluant l’IBM, ont été complétées lors de l’admission (de 3 à 7 jours après l’AVC). Aux fins de cette étude, les scores de l’IBM ont été stratifiés : ≥15 incapacité légère, 6-14 incapacité allant de modérée à sévère, et ≤5 incapacité très sévère. Les patients ayant des incapacités modérées à sévères (score de l’IBM entre 6-14) avaient un risque de chute plus élevé (Rapport de cote 2.59, 95%CI=1.24-5.42, r=0.0114). Il a également été déterminé que la dysphagie augmentait le risque de chute (Rapport de cote 1.81; 95% CI, 1.03–3.17, r=.0382).

Tilling et coll. (2001) ont examiné la capacité de l’IBM de prédire le rétablissement fonctionnel suite à un AVC. L’IBM a été administré à 299 patients ayant subi un AVC au départ de l’étude ainsi qu’au 2e, 4e, 6e et 12e mois suivant un AVC ; des trajectoires de récupération ont ensuite été tracées en utilisant les scores sur l’IBM dans un effort pour établir un modèle de prédiction basé sur les modèles normaux de récupération déterminés. La performance du modèle de prédiction a été validée à l’aide d’un second groupe de 710 patients ayant subit un AVC. Les scores initiaux sur l’IBM, lorsque considérés avec les caractéristiques individuelles des patients (tel que l’âge, le sexe et les limitations pré-post AVC), se sont révélés prédictifs des scores futurs sur l’IBM jusqu’à 1 an après l’AVC. La validité prédictive s’est révélée encore plus forte lorsque la récupération observée du patient était prise en considération et lorsque les prédictions des futurs scores sur l’IBM étaient ajustées en conséquence. Un pointage <1 point sous le score prédit sur l’IBM s’est révélé prédictif de la mort avant le moment de la prochaine évaluation (65% de sensibilité, 79% de spécificité). Les résultats de cette étude suggèrent que ce modèle peut aider à établir des prédictions initiales de rétablissement, à développer des objectifs de réadaptation, ainsi qu’à faire le suivi du rétablissement d’un patient ayant subi un AVC.

Chang, Tseng, Weng, Lin, Liou et Tan (2002) ont examiné les prédicteurs de la durée de l’hospitalisation en soins aigus auprès de 330 patients ayant subi leur premier AVC. Une analyse univariée et une analyse à régressions multiples ont été utilisées afin de déterminer la validité prédictive. Les scores sur l’IBM lors de l’admission (r=0.042), les scores sur la National Institute of Health StrokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More Scale (NIHSS) lors de l’admission (r=0.001), le terme quadratique du score initial sur la NIHSS (r=0.001), les AVC à obstruction de petits vaisseaux (r<0.001), le genre (masculin) (r=0.004), ainsi que l’habitude de fumer (r=0.043) ont été déterminés comme étant les prédicteurs les plus significatifs de la durée de l’hospitalisation. Une baisse d’un point sur le score de l’IBM (indiquant un déclin des fonctions) correspond à une augmentation de la durée du séjour d’environ un jour.

Hsieh et coll. (2007) ont étudié la différence minimale cliniquement importante (DMCI) de l’IB modifié à 10 items lors d’une étude à deux parties impliquant des patients en phase subaiguë et chronique de récupération post-AVC. Lors de la partie initiale de l’étude, 43 patients en phase subaiguë de récupération et qui présentaient de potentielles améliorations concernant les avctivités de la vie quotidienne (AVQ) ont été sélectionnés pour participer à un programme intensif d’ergothérapie d’une durée de 4 semaines. L’IBM, et une échelle à 15 points de type Likert évaluant les capacités globales des fonctions des AVD perçues par les patients, ont été administrées lors de l’admission et au moment du congé (avec un intervalle moyen entre l’évaluation et le congé de 25 jours). La DMCI estimée était de 1.85. La seconde partie de l’étude impliquait d’évaluer la répétabilité des scores auprès de 56 patients en phase chronique de récupération et chez qui les fonctions des AVD étaient présumées stables. La DMCI était de 1.45. Les résultats indiquent qu’une amélioration du score total de 1.85 point ou plus (sur l’échelle de notation de 0 à 20) indique un changement important qui se situe au-delà d’une erreur de mesure ; et qu’un changement du score de moins de 1.85 points peut être dû à une erreur de mesure.
Note : La DMCI estimée dans cette étude est applicable seulement au niveau de l’amélioration des fonctions, et non à leur détérioration.

Construit :

Wilkinson et coll. (1997) ont étudié la validité de construit de l’IBM telle une mesure standard des résultats à long terme des patients ayant subi un AVC. La Hospital Anxiety and DepressionIllness involving the body, mood, and thoughts, that affects the way a person eats and sleeps, the way one feels about oneself, and the way one thinks about things. A depressive disorder is not the same as a passing blue mood or a sign of personal weakness or a condition that can be wished away. People with a depressive disease cannot merely “pull themselves together” and get better. Without treatment, symptoms can last for weeks, months, or years. Appropriate treatment, however, can help most people with depression.
Scale (HADS), la London Handicap Scale (LHS), le Frenchay ActivitiesAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, activity is the performance of a task or action by an individual. Activity limitations are difficulties in performance of activities. These are also referred to as function.
Indice (FAI), la SF36, le Nottingham Health Profile (NHP) et le Life Satisfaction Indice (LSI) ont été administrés en parallèle avec l’IBM lors d’une étude à long terme impliquant 106 patients ayant subi leur premier AVC (ces patients ont été suivis, en moyenne, durant 4.9 ans). Les coefficients de corrélations de rang se sont avérés excellents entre l’IBM et la dimension Fonctionnement physique de la SF36 (r=0.81), et les dimensions Énergie (r=0.605) et Mobilité physique (r=0.840) du NHP. Les coefficients étaient également excellents entre l’IBM et la LHS (r=0.726) et le FAI (0.826). Les coefficients de corrélation de rang se sont avérés adéquats entre l’IBM et plusieurs dimensions de la SF36, soit le Fonctionnement social (r=0.481), le Rôle physique (r=0.415), la Santé mentale (r=0.332), la Vitalité (r=0.500), la Douleur corporelle (r=0.356) et la Santé générale (r=0.438). De plus, les coefficients étaient également adéquats entre l’IBM et le HADS (r=-0.563), et le LSI (r=0.361). Les corrélations se sont avérées faibles entre l’IBM et la dimension Rôle émotionnel de la SF36 (r=0.217) et la dimension Sommeil du NHP (r=0.189). Les résultats de cette étude suggèrent que l’IBM devrait être administré en parallèle avec les mesures qui évaluent les dimensions psychosociales du statut de santé, car l’IBM ne parvient pas à évaluer adéquatement ces aspects.

Convergente/Discriminante :
Hseuh, Lee et Hsieh (2001) ont examiné la validité convergente de l’IBM, de l’Échelle d’équilibre de Berg (ÉÉB) et du Fugl-Meyer Motor Assessment (FMA) auprès de 121 patients ayant subi un AVC, à l’aide du coefficient de corrélation de Pearson. Les trois mesures ont été administrées aux 14e, 30e, 90e et 180e jours post-AVC. Le score total de l’IBM a obtenu une excellente corrélation avec les scores du FMA et de l’ÉÉB lors des 4 prises de mesures (IBM et FMA, respectivement r=0.8, 0.81, 0.78, 0.8 ; IBM et ÉÉB, respectivement r =0.89, 0.94, 0.9, 0.91).

Groupes connus:
Aucune étude n’a examiné la validité des groupes connus de l’IB auprès de patients ayant subi un AVC.

Sensibilité au changement

Wood-Dauphinee, Williams et Shapior (1990) ont comparé la sensibilité au changement de l’IB à celle du Fugl-Meyer Assessment (FMA) auprès de 167 patients ayant subi un AVC. Les patients ont été évalués lors de leur admission à l’hôpital ainsi que 5 semaines après leur AVC. La corrélation entre le changement moyen au sous-score des extrémités supérieures et inférieures du FMA et les scores totaux de l’IB s’est avérée adéquate (r=0.57), telle que calculée à l’aide des coefficients de corrélation de Pearson. Il a été noté que le FMA et l’IB ont tous deux de petites ampleurs de l’effet (respectivement, AE = 0.24 et 0.42), de l’admission jusqu’à 5 semaines après l’AVC. Les résultats de cette étude suggèrent que ces deux mesures ont une faible sensibilité au changement. L’IB est toutefois plus sensible au changement que le FMA.

Salbach et coll. (2001) ont examiné la sensibilité au changement de l’IB, du Timed Up and Go (TUG), de l’Échelle d’équilibre de Berg (ÉÉB), du Test de marche sur 10 mètres (TM10m) et du Test de marche sur 5 mètres (TM5m) auprès de 50 patients présentant des déficits résiduels suite à leur premier AVC. L’IB, l’ÉÉB, le TM5m et le TM10m ont démontré une grande ampleur de l’effet et le TUG a démontré une ampleur de l’effet modérée, entre 8 et 38 jours après l’AVC, telle que calculée à l’aide de Réponses moyennes standardisées (respectivement, RMS = 0.99, 1.04, 1.22, 0.92 et 0.73).

Hsueh, Lin, Jeng, et Hsieh (2002) ont comparé la sensibilité au changement de l’IB, de la version courte à 5 items de l’IB et du domaine Moteur de la MIF auprès de 118 patients ayant subi un AVC et suivant un traitement sur une unité de réadaptation. L’IB, l’IB-5 et la MIF-Moteur ont tous démontré une grande sensibilité au changement, telle que calculés à l’aide de Réponses moyenne standardisées (respectivement, RMS = 1.2, 1.2 et 1.3), ce qui est indicateur d’une haute sensibilité pour détecter le changement.

Wallace, Duncan, et Lai (2002) ont comparé la sensibilité au changement de l’IB à celle du domaine Moteur de la MIF pour le rétablissement suite à un AVC. Le changement a été mesuré à l’aide de la Modified Rankin Scale. L’IB et la MIF-Moteur ont été administrés à 372 patients ayant subi un AVC, après 1 et 3 mois suivants l’AVC. L’IB et la MIF-Moteur ont tous deux de faibles ampleur de l’effet (respectivement, AE = 0.31 et 0.28), révélant ainsi une sensibilité similaire entre ces deux mesures.

Van der Putten, Hobart, Freeman et Thompson (1999) ont comparé la sensibilité au changement de l’IBM à celle du score total, du domaine Moteur et Cognitif de la MIF auprès de 201 patients ayant la sclérose en plaques et de 82 patients ayant subi un AVC et suivant des traitements de réadaptation neurologique à l’interne. L’IBM, le score total de la MIF et la MIF-Moteur ont tous démontré une grande ampleur de l’effet pour les patients ayant subi un AVC (respectivement, AE = 0.95, 0.82 et 0.91) et la MIF-Cognitif a démontré une ampleur de l’effet adéquate (AE = 0.61). Les changements dans les scores de chaque échelle et de chaque groupe (AVC et sclérose en plaques) se sont avérés positifs, ce qui indique que les incapacités étaient moindres lors du congé que lors de l’admission. Les ampleurs de l’effet sur l’IBM étaient similaires à celles de la MIF chez chaque groupe de patients.

Hsueh, Lee et Hsieh (2001) ont examiné la sensibilité au changement de l’IBM auprès de 121 patients ayant subi un AVC. L’IBM a été administré au 14e, 30e, 90e et 180e jour après l’AVC. Les scores d’ampleur de l’effet standardisés ont été calculés pour les intervalles entre 14 et 30 jours, 30 et 90 jours, 90 et 180 jours et 14 et 180 jours. L’IBM a démontré une ampleur de l’effet allant de modérée à grande pour tous les intervalles, sauf pour l’intervalle de 90 à 180 jours (respectivement, AE = 0.56, 0.53, 0.11 et 1.27). La plus grande ampleur de l’effet a été relevée pour l’intervalle entre 14 et 180 jours post-AVC, indiquant que l’IB est plus sensible pour détecter les changements dans les fonctions des AVQ sur de longues périodes de temps.

Dromerick, Edwards, et Diringer (2003) ont examiné la sensibilité au changement de l’IBM et de la MIF à l’aide d’un échantillon de 95 patients ayant subi un AVC. Les patients ont été évalués lors de l’admission et au moment du congé d’un service de réadaptation post-AVC. La Modified Rankin Scale et l’International StrokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More Trial Measure ont été utilisées pour mesurer les incapacités. La MIF s’est révélée plus sensible au changement entre l’admission et le moment du congé que l’IBM, tel que calculé à l’aide de Réponses moyennes standardisées (RMS = 2.18 vs 1.72). L’IBM a détecté le changement chez 71 patients sur 95, mais a démontré des effets plafond chez 27% des patients dont le score se situait au-delà de 95. Les résultats de cette étude ont démontré que la MIF est la plus sensible des quatre mesures, détectant le changement chez 91 patients sur 95, incluant 18 patients chez qui l’IBM ne détectait pas de changement.

Schepers, Ketelaar, Visser-Meily, Dekker et Lindeman (2006) ont examiné la sensibilité au changement de l’IBM, de la MIF, du Frenchay ActivitiesAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, activity is the performance of a task or action by an individual. Activity limitations are difficulties in performance of activities. These are also referred to as function.
Indice (FAI) et du StrokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More Adapted Sickness Impact Profile 30 (SA-SIP30). Les quatre mesures ont été administrées à 163 patients ayant subi un AVC, lors de l’admission en réadaptation à l’interne ainsi qu’après 6 mois et 1 an suivant l’AVC. Le score de l’IBM et le score total et celui du domaine Moteurs de la MIF ont tous démontré une grande ampleur de l’effet 6 mois après l’AVC (respectivement, AE = 0.98, 0.84 et 0.89) et une ampleur de l’effet modérée 1 an après l’AVC (respectivement, AE = 0.52, 0.47 et 0.51). Le score de la MIF-Cognitif a démontré une ampleur de l’effet modérée à 6 mois et à 1 an après l’AVC (AE = 0.47 aux deux mesures). Le SA-SIP30 et le FAI ont démontré des ampleurs de l’effet modérées 1 an après l’AVC (respectivement, AE = 0.63 et 0.59). Les résultats de cette étude indiquent que l’IBM et la MIF (score total et moteur) ont été les plus aptes à détecter le changement en phase subaiguë de récupération.
Note : Les ampleurs de l’effet pour le SA-SIP30 et le FAI n’ont pas été calculées 6 mois après l’AVC à cause d’une insuffisance de données. Le FAI a seulement été administré aux patients qui résidaient à la maison durant les moments de collecte des données, car la mesure évalue la fonction relative à l’entretien ménager quotidien et aux activités typiquement pratiquées à l’extérieur d’un environnement de réadaptation ou d’un hôpital.

Références

• Bohannon, R. & Landes, M. (2004). Reliability, validity, and responsiveness of a 3-Item Barthel for characterizing the physical function of patients hospitalized for acute stroke. Journal of Neurologic Physical Therapy, 28(3), 110-113.
• Brazil, L., Thomas, R., Laing, R., Hines, F., Guerrero, D., Ashley, S., & Brada, M. (1997). Verbally administered Barthel Index as functional assessment in brain tumour patients. Journal of Neuro-Oncology, 34(2), 187-192.
• Chang, K., Tseng, M., Weng, H., Lin, Y., Liou, C. & Tan, T. (2002). Prediction of length of stay of first-ever ischemic stroke. Stroke, 33(1), 2670-2674.
• Cincura, C., Pontes-Neto, O., Neville, I., Mendes, H., Menezes, D., Mariano, D. et al. (2009). Validation of the National Institutes of Health Stroke Scale, Modified Rankin Scale and Barthel Index in Brazil: The role of cultural adaptation and structured interviewing. Cerebrovascular Diseases, 27, 119-122.
• Collin, C., Wade, D., Davies, S., & Horne, V. (1988). The Barthel ADL Index: a reliability study. International Disability Studies, 10, 61-63.
• Condouret, J., Pujol, M., Roques, C. F., Roudil, J., Soulages, X., & Bourg, V. (1988). Valeur et limites de l’incide de Barthel a propos de 115 malades hemiplegiques. In: J. Pelissier (dir.), Hemiplegie vasculaire de l’adule et medicine de reeducation. Paris: Masson, p. 45-51.
• Dromerick, A., Edwards, D. & Diringer, M. (2003). Sensitivity to changes in disability after stroke: A comparison of four scales useful in clinical trials. Journal of Rehabilitation Research and Development, 40, 1-8.
• Duffy, L., Gajree, S., Langhorne, P., Stott, D. & Quinn, T. (2013). Reliability (inter-rater agreement) of the Barthel Index for assessment of stroke survivors. Stroke, 44, 462-468.
• Duncan, P., Lai, S., Tyler, D., Perera, S., Reker, D. & Studenski, S. (2002). Evaluation of proxy responses to the Stroke Impact Scale. Stroke, 33, 2593.
• Duncan, P., Samsa, G., Weinberger, M., Goldstein, L., Bonito, A., Witter, D., Enarson, C., & Matchar, D. (1997). Health status of individuals with mild stroke. Stroke, 28(4), 740-745.
• Ellul, J., Watkins, C., & Barer, D. (1998). Estimating total Barthel scores from just three items: The European Stroke Database ‘minimum dataset’ for assessing functional status at discharge from hospital. Age and Ageing, 27(2), 115-122.
• Finch, E., Brooks, D., Stratford, P. & Mayo, N. (2002). Physical Rehabilitations Outcome Measures. A Guide to Enhanced Clinical Decision-Making (2nd ed.), Canadian Physiotherapy Association, Toronto.
• Fortinsky, R., Granger, C. & Seltzer, G. (1981). The use of functional assessment in understanding home care needs. Medical Care, 19, 489-497.
• Granger, C., Greer, D., Liset, E., Coulombe, J., & O’Brien, E. (1975). Measurement of outcomes of care for stroke patients. Stroke, 6, 34-41.
• Granger, C., Sherwood, C. & Greer, D. (1977). Functional status measures in a comprehensive stroke care program. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 58, 555-561.
• Granger, C. (1985). Outcome of comprehensive medical rehabilitation: an analysis based upon the impairment, disability, and handicap model. International Journal of Rehabilitation Medicine, 7, 45-50.
• Granger, C., Hamilton, B., Gresham, G., & Kramer, A. (1989). The Stroke Rehabilitation Outcome Study: Part II. Relative merits of the total Barthel Index Score and a four-item subscore in predicting patient outcomes. Archives of Physical Medicine and Rehabilitaiton, 70, 100-103.
• Green, J., Forster, N. & Young, J. (2001). A test-retest reliability study of the Barthel Index, the Rivermead Mobility Index, and the Nottingham extended Activities of Daily Living Scale and the Frenchay Activities Index in stroke patients. Disability and Rehabilitation, 23(15), 670-676.
• Gresham, G., Phillips, T. & Labi, M. (1980). ADL status in stroke: relative merits of three standard indexes. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 61, 355-358.
• Hachisuka, K., Ogata, H., Ohkuma, H., Tanaka, S., & Dozono, K. (1997). Test-retest and inter-method reliability of the self-rating Barthel Index. Clinical Rehabilitation, 11(1), 28-35.
• Hachisuka, K., Okazaki, T., & Ogata, H. Self-rating Barthel index compatible with the original Barthel index and the Functional Independence Measure motor score. Journal of University of Occupational and Environmental Health, 19(2), 107-121.
• Harwood, R. & Ebrahim, S. (2000). Measuring the outcomes of day hospital attendance: a comparison of the Barthel Index and London Handicap Scale. Clinical Rehabilitation, 14, 527-531.
• Heuschmann, P., Kolominsky-Rabas, P., Nolte, C., Hunermund, G., Ruf, H., Laumeier, I., Meyrer, R., Alberti, T., Rahmann, A., Hurth, T., & Berger, K. (2005). [The reliability of the german version of the barthel-index and the development of a postal and telephone version for the application on stroke patients]. Fortschritte der Neurologie-Psychiatrie und ihrer Grenzgebiete, 73(2), 74-82.
• Hobart, J. & Thompson, A. (2001). The five item Barthel index. Journal of Neurology, Neurosurgery and Psychiatry, 71, 225-230.

Voir la mesure

Afin d’obtenir une copie de l’Indice de Barthel original (en anglais), cliquez ici.

Informations sur les droits d’auteur :
La Maryland State Medical Society (https://www.medchi.org/) détient les droits d’auteur de l’indice de Barthel. Il peut être utilisé librement à des fins non commerciales avec la citation suivante : Mahoney FI, Barthel D. “Functional evaluation : the Barthel Index”. Maryland State Med Journal 1965;14:56-61. Utiliser avec autorisation. Une autorisation est nécessaire pour modifier l’indice de Barthel ou l’utiliser à des fins commerciales.

But

La Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) a été développée pour répondre aux problèmes de sensibilité et d’exhaustivité qui étaient critiqués comme problématiques avec l’Indice de Barthel (une autre mesure de l’indépendance fonctionnelle). La MIF a aussi été développée pour offrir un système de mesure uniforme pour les incapacités, basé sur la classification internationale des déficiences, incapacités et handicaps, pouvant être utilisé dans le système médical aux États-Unis (McDowell & Newell, 1996). Le niveau d’incapacité du patient indique le niveau de prise en charge requis, et les items sont cotés sur la base du niveau d’assistance requis à l’individu pour accomplir ses activités de la vie quotidienne.

Revue détaillée

But de la mesure

La Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) a été développée pour répondre aux problèmes de sensibilité et d’exhaustivité qui étaient critiqués comme problématiques avec l’Indice de Barthel (une autre mesure de l’indépendance fonctionnelle). La MIF a aussi été développée pour offrir un système de mesure uniforme pour les incapacités, basé sur la classification internationale des déficiences, incapacités et handicaps, pouvant être utilisé dans le système médical aux États-Unis (McDowell & Newell, 1996). Le niveau d’incapacité du patient indique le niveau de prise en charge requis, et les items sont cotés sur la base du niveau d’assistance requis à l’individu pour accomplir ses activités de la vie quotidienne.

La MIF évalue 6 aspects fonctionnels (Soins personnels, Contrôle des sphincters, Mobilité / Transferts, Locomotion, Communication et Comportement social), regroupés en deux Domaines (Moteur et Cognitif). Elle a été testée pour être utilisée avec des patients ayant subi un AVC, un traumatisme crânien, une lésion de la moelle épinière, la sclérose en plaques, et avec des personnes âgées participant à un programme de réadaptation à l’interne, et a été utilisée avec des enfants de 7 ans et plus.

Versions disponibles

La MIF a été développée entre 1984 et 1987 par un groupe de travail national parrainé par l’Académie américaine de médecine physique et de réadaptation, ainsi que par le Congrès américain de médecine en réadaptation, et a été publié par Keith, Granger, Hamilton et Sherwin en 1987.

Caractéristiques de la mesure

Items :

La MIF est constituée de 18 items évaluant 6 aspects fonctionnels. Les items sont séparés en 2 domaines : Moteur (13 items) et Cognitif (5 items). Les items moteurs sont basés sur les items de l’Indice de Barthel. Ces domaines sont désignés comme la MIF-moteur et la MIF-cognitif. Les items de la MIF sont répertoriés comme suit :

Domaine moteur :

1.Soins personnels (6 items)

– Alimentation
– Soins de l’apparence
– Toilette personnelle
– Habillage – haut du corps
– Habillage – bas du corps
– Utilisation des toilettes

2.Contrôle des sphincters (2 items)

– Contrôle de la vessie
– Contrôle des intestins

3.Mobilité – Transferts (3 items)

– Lit / Chaise / Fauteuil roulant
– Toilettes
– Bain / Douche

4. Locomotion (2 items)

– Marche / Fauteuil roulant
– Escaliers

Domaine cognitif:

5.Communication (2 items)

– Compréhension
– Expression

6. Comportement social (3 items)

– Interaction sociale
– Résolution de problème
– Mémoire

Pour la MIF-moteur, les items Alimentation, Soins de l’apparence et Contrôle des intestins et sont reconnus pour être les items les plus facile à accomplir par les patients ayant subi un AVC, tandis que les items Transfert du Bain / Douche et Locomotion (Marche / Fauteil roulant et Escaliers) sont les plus difficiles (Granger, Cotter, Hamilton, & Fiedler, 1993; Grimby, Gudjonsson, Rodhe, Sunnerhagen, Sundh, & Ostensson, 1996). Pour la MIF-cognitif, l’item Expression est le plus facile à accomplir, et l’item Résolution de problème, le plus difficile (Granger et al., 1993).

Durée :

La MIF prend entre 30-45 minutes à administrer et à coter, avec 7 minutes pour recueillir les informations démographiques.

Cotation :

Chaque item de la MIF est coté sur une échelle de Likert à 7 points, et un résultat indique la quantité d’assistance requis pour réaliser chaque item (1 = assistance totale, 7 = indépendance totale). Les évaluations sont basées sur la performance plutôt que sur la capacité et peuvent être obtenues par observation, entrevue avec le patient, entrevue par téléphone ou via les dossiers médicaux. Les développeurs de la MIF recommandent que la cote soit déterminée par consensus avec une équipe multi-disciplinaire.

Un résultat global est créé et est compris entre 18-126, où 18 représente une dépendance complète/assistance totale et 126 représente une indépendance complète.

Le résultat brut additionné peut être trompeur puisqu’il donne l’apparence d’une échelle continue. Toutefois, les intervalles entre les résultats ne sont pas égaux en terme de niveau de difficulté et ne fournissent pas plus d’information que la cote au niveau ordinal (Linacre et al., 1994). Kidd et al. (1995) suggèrent d’utiliser le résultat total comme sur une échelle d’intervalle dans laquelle les items individuels demeurent ordinaux. Granger, Deutsch et Linn (1998) ont appliqué une échelle de cotation Rasch pour transformer le résultat ordinal de la MIF en une échelle de cotation à intervalle égal pour ainsi l’utiliser dans les modèles de régression linéaire. Les sous-échelles des domaines Moteur et Cognitif peuvent aussi être calculées (Linacre, Heinemann, Wright, Granger, & Hamilton, 1994).

Équipement :

Tout le matériel dont le patient a besoin pour réaliser ses activités de la vie quotidienne.

Sous-échelles :

Il y a deux sous-échelles à la MIF : MIF-moteur et MIF-cognitif.

Formation :

La MIF doit être administrée par un évaluateur formé et certifié. Grey et Kennedy (1993) ont constaté que la MIF pourrait être complétée sous la forme d’un questionnaire autoadministré avec des patients présentant une lésion à la moelle épinière. Segal et Schall (1994) ont démontré que la MIF peut être utilisée de manière fiable par les proches aidants de patients ayant subi un AVC. Segal, Gillard et Schall (1996) ont ensuite établi que la MIF peut être utilisée de manière fiable par téléphone, avec les proches aidants de patients ayant subi un AVC (MIF total, coefficient de corrélation intraclasse (CCI) = 0.91 : MIF-moteur CCI = 0.94 ; MIF-cognitif CCI = 0.52), et les résultats ressemblent étroitement à ceux obtenus lors de l’administration en personne.

Versions alternatives de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle

• La Mesure de l’indépendance fonctionnelle pour enfant (WeeFIM). Cette mesure a été développée pour dépister les incapacités chez les enfants âgés entre 6 mois et 7 ans. La WeeFIM peut être administrée avec les enfants âgés de plus de 7 ans si leurs habiletés fonctionnelles sont en-deçà de celles attendues pour un enfant de 7 ans qui n’a pas d’incapacité. Il mesure l’impact des forces et difficultés développementales sur l’indépendance à la maison, à l’école et dans la communauté (Msall et al., 1994). L’échelle comporte 18 items mesurant la performance fonctionnelle dans 3 domaines : Soins personnels, Mobilité et Cognition (Uniform Data System for Medical Rehabilitation, http://www.udsmr.org/).
• MIF modifiée à 5 niveaux. Gosman-Hedström et Blomstrand (2004) ont examiné si une MIF à 5 niveaux serait plus utile que la version habituelle à 7 niveaux dans des études de grandes populations. Ils ont utilisé des échantillons de personnes âgées survivant à un AVC et ont relevé que la MIF à 5 niveaux serait plus susceptible d’augmenter la fidélité de la MIF, sans perdre de sensibilité.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

Patients de tout âge ayant subi un AVC, et peut être utilisé avec des patients ayant des conditions particulières (ex. : aphasie ou négligence).

Ne devrait pas être utilisé avec :

Aucune restriction n’a été documentée.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

• Allemand
• Italien
• Espagnol
• Suédois
• Finnois
• Portugais
• Africains
• Turc
• Français
• Perse (Farsi)

Sommaire

Que mesure l’outil ?	Activités de la vie quotidienne.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ?	Patients ayant subi un AVC, une lésion traumatique au cerveau, une lésion à la moelle épinière, la sclérose en plaque, les personnes âgées en réadaptation interne. Peut être utilisé avec des enfants de 7 ans et plus.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ?	Évaluation.
Temps d’administration	La MIF prend entre 30-45 minutes à administrer et coter, avec 7 minutes pour recueillir les informations démographiques.
Versions	WEE-FIM; MIF modifié à 5 niveaux.
Autres langues	Allemand, anglais, italien, espagnol, suédois, finois, portugais, africains, turc, français et perse (farsi)
Propriétés psychométriques
Fidélité	Cohérence interne : Sur les quatre études examinant la cohérence interne de la MIF, toutes les quatre ont relevé une excellente cohérence interne. Test-retest : Sur les cinq études examinant la fidélité test-retest de la MIF, toutes les cinq ont relevé une excellente fidélité test-retest. Inter-juges : Sur les 10 études examinant la fidélité inter-juges de la MIF, huit ont relevé une excellente fidélité inter-juges ; une a relevé une fidélité inter-juges allant d’adéquate à excellente (à l’exception de l’item Interaction sociale qui s’est avéré faible) ; et une a relevé globalement de faibles valeurs kappa, mais un excellent coefficient de corrélation intra-classe (CCI).
Validité	Contenu : La MIF a été créée en se basant sur les résultats d’une revue de littérature de mesures publiées et non publiées et un panel d’experts, pour être ensuite mis à l’essai dans 11 centres. La méthode Delphi a été appliquée, utilisant l’opinion d’experts en réadaptation, pour établir le caractère inclusif et la pertinence des items. Critère : Excellente corrélations avec l’Indice de Barthel ; la Modified Rankin Scale ; et la Disability Rating Scale. Le résultat de la MIF a démontré pouvoir prévoir la quantité de soins à domicile requis ; le résultat de la MIF lors de l’admission prédis le score au moment du congé de l’hôpital ; le placement suite au congé ; les gains fonctionnels ; la durée de séjour ; la dépression ; la capacité de retour au travail suite à un AVC ; ou une lésion cérébrale traumatique. Concourante : La MIF-moteur a démontré une excellente corrélation avec le Modified Rankin Scale (MRS) et la Disability Rating Scale (DRS) ; et une corrélation allant d’adéquate à excellente avec l’Indice de Barthel. La MIF-cognitif a démontré une excellente corrélation avec la DRS; une corrélation adéquate avec le Montebello Rehabilitation Factor Score (MRFS – Compétence); et une faible corrélation avec le MRFS (Rendement). Construit : Le score sur la MIF peut distinguer les groupes en fonction d’une lésion de la moelle épinière et la sévérité d’un AVC, et la présence de maladies comorbides autant lors de l’admission qu’au moment du congé. Il a démontré pouvoir distinguer les patients avec ou sans négligence, avec ou sans aphasie, tant lors de l’admission qu’au moment du congé. Convergente/Discriminante : La MIF total a démontré une excellente corrélation avec les scores de l’Office of Population Censuses and Surveys Disability Scales disability ; une corrélation adéquate avec la London Handicap Scale et le Wechsler Adult Intelligence Test-verbal IQ test ; et une faible corrélation avec les composantes Physique et Mental de la SF-36 et le General Health Questionnaire. Le MIF-moteur a démontré une excellente corrélation avec les score de l’Office of Population Censuses and Surveys Disability Scales disability ; une corrélation adéquate avec la London Handicap Scale ; et une faible corrélation avec le Wechsler Adult Intelligence Test-verbal IQ test, les composantes Physiques et Mental de la SF-36 et le General Health Questionnaire. La MIF-cognitif a démontré une excellente corrélation avec le Mini-Mental State Examination (MMSE); une corrélation adéquate avec la Lowenstein Occupational Therapy Cognitive Assessment (LOTCA), les résultats de l’Office of Population Censuses and Surveys Disability Scales disability ; et le revised Wechsler Adult Intelligence Test-verbal IQ ; et une faible corrélation avec la London Handicap Scale, les composantes Physique et Mental de la SF-36, et le General Health Questionnaire. Écologique: La MIF-moteur a démontré une faible corrélation avec l’Occupational Therapy Adult Perceptual ScreeningTesting for disease in people without symptoms. Test (OT-APST). La MIF-cognitif a démontré une corrélation adéquate avec le OT-APST.
Est-ce que l’outil peut détecter un changement chez un patient ?	Un effet de plafond significatif a été détecté sur le Domaine cognitif de la MIF. Sur les sept études examinées, trois ont relevé que la MIF a une excellente capacité de détecter le changement auprès de patients ayant subi un AVC, et quatre ont relevé une faible capacité de détecter le changement auprès de patients ayant subi un AVC ou avec de la sclérose en plaques.
Acceptabilité	La MIF est habituellement administrée par entrevue. Chez les patients ayant subi un AVC, elle peut être administrée de manière fiable par un proche aidant.
Faisabilité	La formation et l’éducation des personnes chargées d’administrer la MIF peuvent représenter un coût important. L’administration sous la forme d’entrevue peut rendre la MIF plus pratique lors d’une évaluation longitudinale.
Comment se procurer l’outil ?	Cliquer ici pour obtenir une copie de la MIF en anglais (l’original provient du site suivant: http://www.va.gov/vdl/documents/Clinical/Func_Indep_Meas/fim_user_manual.pdf) http://www.udsmr.org Cliquer ici pour obtenir une copie de la version française.

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de la littérature a été menée afin de répertorier toutes les publications pertinentes relatives aux propriétés psychométriques de la MIF.

Effets plancher-plafond

Van der Putten, Hobart, Freeman et Thompson (1999) ont comparé la MIF-moteur et MIF total avec l’Indice de Barthel auprès de 201 patients présentant de la sclérose en plaques et 82 patients post-AVC en neuro-réadaptation à l’interne. La MIF-cognitif a démontré un faible effet de plafond chez les patients avec de la sclérose en plaques (36%) et un effet de plafond adéquat chez les patients avec AVC. La MIF total n’a démontré aucun effet plafond (0%) tant chez les patients avec sclérose en plaques qu’avec AVC, comparé à 7% pour l’Indice de Barthel (1% pour la MIF-moteur).

Hsueh, Lin, Jeng et Hsieh (2002) ont comparé la MIF-moteur, les 10 items originaux de l’Indice de Barthel et les 5 items de la version courte de l’Indice de Barthel auprès de patients ayant subi un AVC, en réadaptation à l’interne. Lors de l’admission, un effet de plancher significativement plus grand a été relevé sur les résultats de l’Indice de Barthel comparativement aux résultats sur la MIF-moteur (respectivement, 18.2% vs. 5.8%).

Hobart et Thompson (2001) ont comparé la version modifiée de l’Indice de Barthel, la MIF, et les 30 items de la MIF combinés à la Functional Assessment Measure (MIF + FAM), auprès de 149 patients avec différentes conditions neurologiques. Aucun effet de plancher ou de plafond significatif n’a été démontré pour la MIF total, même si un effet plafond de 16.1% a été noté sur la MIF-cognitif.

Brock, Goldie et Greenwood (2002) ont examiné les effets de plafond de la MIF-moteur et de la Motor Assessment Scale auprès de 106 patients ayant subi un AVC, en réadaptation à l’interne, au moment de leur congé. Les effets de plafond pour la Mif-moteur se sont avérée adéquats (16%), et 29% des patients ont obtenu le score le plus élevé sur l’item le plus difficile de la Mif-moteur. En comparaison, la Motor Assessment Scale a démontré un effet de plafond de 25 % (faible), et 35 % des patients ont obtenu le score le plus élevé sur l’item le plus difficile.

Dromerick, Edwards et Diringer (2003) ont évalués 95 admissions consécutives d’un service de réadaptation pour les incapacités, lors de l’admission et au moment du congé. Aucun effet de plancher ou de plafond n’a été relevé lors de l’admission ou au moment du congé de la réadaptation pour la MIF, tandis que l’Indice de Barthel a démontré un grand effet de plafond au moment du congé (27%).

Fidélité

Cohérence interne :
Dodds, Martin, Stolov et Deyo (1993) ont examiné les propriétés psychométriques de la MIF en analysant les données du système de données uniformes auprès de 11,102 patients en réadaptation à l’interne. Les diagnostics communs étaient AVC (52%), condition orthopédique (10%) et lésion au cerveau (10%). La MIF a démontré une excellente cohérence interne avec un alpha de Cronbach de 0,93 lors de l’ensemble des admissions et de 0,95 au moment des congés.

Hsueh, Lin, Jeng et Hsieh (2002) ont examiné la fidélité de la MIF auprès de 118 patients ayant subi un AVC. Les patients ont été évalués par la MIF-moteur lors de l’admission à l’unité de réadaptation d’un hôpital et avant le moment du congé de l’hôpital. La MIF-moteur a démontré une excellente cohérence interne avec un alpha = 0,88 lors l’admission et alpha = 0,91 au moment du congé.

Hobart et al. (2001) ont examiné la fidélité de la MIF, de l’Indice de Barthel, et de la MIF combinée à la Functional Assessment Measure (MIF + FAM), auprès de 149 patients en réadaptation à l’interne avec différentes conditions neurologiques. Les corrélations « item vs score total » se sont avérées adéquates et variaient de 0,53 à 0,87 pour la MIF total, 0,60 pour la MIF-moteur et 0,63 pour la MIF-cognitif. Les corrélations inter-item moyennes se sont également avérées adéquates avec des coefficients de 0,51 pour la MIF total, de 0,56 à 0,91 pour la MIF-moteur et de 0,72 à 0,80 pour la MIF-cognitif. Les niveaux d’alpha de Cronbach étaient excellents pour la MIF total (alpha = 0,95), la MIF-moteur (alpha = 0,95) et pour la MIF-cognitif (alpha = 0,89). Les résultats de cette étude ont démontré la cohérence interne de la MIF total et de ses domaines moteur et cognitif.

Sharrack, Hughes, Soudain et Dunn (1999) ont évalué la cohérence interne de la MIF auprès de patients avec de la sclérose en plaques. La cohérence interne de la MIF s’est avérée excellente, avec un alpha de Cronbach de 0,98,

Test-retest :
Chau, Daler, Andre et Patris (1994) ont examiné la fidélité test-retest de la MIF auprès de 254 patients de moins de 20 ans dans un centre de réadaptation. La fidélité test-retest s’est avérée excellente (CCI = 0,93 pour la MIF total).

Segal, Ditunno et Staas (1993) ont examiné la fidélité test-retest de la MIF au moment du congé d’un établissement de réadaptation en soins aigus et lors de l’admission dans un établissement de réadaptation continue auprès de 57 patients avec des lésions à la moelle épinière. Les deux évaluations ont été effectuées à l’intérieur d’un intervalle de 6 jours. La MIF total a démontré une excellente fidélité test-retest (r = 0,83).

Kidd et al. (1995) ont comparé la MIF avec l’Indice de Barthel auprès de deux groupes de 25 patients en réadaptation neurologique. La fidélité test-retest s’est avérée excellente pour la MIF (0,90).

Ottenbacher, Hsu, Granger et Fiedler (1996) ont examiné la fidélité test retest de la MIF en considérant les résultats de 11 études incluant un total de 1,568 patients. La médiane test-retest s’est avérée excellente (r = 0,95).

Pollak, Rheault et Stoecker (1996) ont évalué la la fidélité test retest de la MIF auprèss de 49 patients âgés de plus de 80 ans. Les individus ont été évalués à deux reprises en utilisant la MIF. La fidélité test-retest s’est avérée excellente pour la MIF-moteur (CCI = 0,90) et pour la MIF-cognitif (CCI = 0,80).

Intra-juge :
Sharrack, Hughes, Soudain et Dunn (1999) ont évalué la fidélité intra-juge de la MIF (à l’aide des statistiques kappa et des CCI) auprès de 35 patients atteints de sclérose en plaques. Trois évaluateurs ont suivi les patients pendant 9 mois, avec des évaluations à tous les 3 mois. La valeur kappa de la MIF total s’est avérée faible (kappa = 0,28), mais les CCI se sont avérés excellents (CCI = 0,94). Pour les items individuels, les coefficients kappa allaient d’adéquats (kappa = 0,55 pour l’Habillage – bas du corps) à excellents (kappa = 1,00 pour l’Expression et l’Interaction sociale). Les CCI pour les items individuels allaient d’adéquats (kappa = 0,60 pour le Contrôle de la vessie) à excellents (ICC = 1,00 pour l’Expression et l’Interaction sociale).

Hobart et ses collaborateurs (2001) ont examiné la fidélité intra-juge de la MIF, de l’Indice de Barthel, et de la MIF combinée à la Functional Assessment Measure auprès de 56 patients en réadaptation à l’interne souffrant de troubles neurologiques. Les patients ont été examinés par la même équipe multidisciplinaire à deux reprises. La fidélité intra-juge a été calculée à l’aide des statistiques des CCI. Le MIF total, la MIF-moteur et la MIF-cognitif se sont tous révélés avoir une excellente fidélité intra-juge (respectivement, CCI = 0,98, 0,98 et 0,95).

Inter-juges :
Chau, Daler, Andre et Patris (1994) ont examiné la fidélité inter-juges de la MIF entre des éducateurs, des ergothérapeutes et des physiothérapeutes auprès de 254 patients de moins de 20 ans dans un centre de réadaptation. La fidélité inter-juges pour pour la MIF total s’est avérée excellente (CCI = 0,94).

Ottenbacher, Mann, Granger, Tomita, Hurren et Charvat (1994) ont examiné la fidélité inter-juges de la MIF et de l’Instrumental ActivitiesAs defined by the International Classification of Functioning, Disability and Health, activity is the performance of a task or action by an individual. Activity limitations are difficulties in performance of activities. These are also referred to as function.
of Daily Living Scale auprès de 20 patients âgés vivant dans la communauté. Deux évaluateurs ont administré les tests sur un court intervalle (7-10 jours) et un long intervalle (4-6 semaines). Les CCI pour la fidélité inter-juges se sont avérés excellents, variant de 0,90 à 0,99.

Ottenbacher, Hsu, Granger et Fiedler (1996) ont examiné la fidélité inter-juges de la MIF en examinant les résultats de 11 études incluant un total de 1,568 patients. La médiane de la fidélité inter-juges pour la MIF total s’est avérée excellente (r = 0,95).

Hamilton, Laughlin, Fiedler et Granger (1994) ont examiné la fidélité inter-juges de la MIF auprès de 1,018 patients. Les CCI de la MIF total se sont avérés excellents (CCI = 0,96), ainsi que ceux de la MIF-moteur (CCI = 0,96) et de la MIF-cognitif (CCI = 0,91).

Jaworski, Kult et Boynton (1994) ont comparé la fidélité inter-juges des cotations observées et documentées de la MIF. Dans cette étude, la fidélité inter-juges de la MIF s’est avérée excellente (CCI = 0,99).

Kidd et al. (1995) ont comparé la MIF à l’Indice de Barthel auprès de 2 groupes de 25 patients en réadaptation neurologique. La la fidélité inter-juges s’est avérée excellente pour la MIF (r = 92).

Segal et Schall (1994) ont examiné la fidélité inter-juges de la MIF auprès de 38 patients ayant subi un AVC. La fidélité inter-juges de la mesure s’est avérée excellente avec des CCI de 0,96.

Brosseau et Wolfson (1994) ont examiné la fidélité inter-juges de la MIF auprès de patients avec une scélorose en plaques et ont relevé que la MIF a une excellente la fidélité inter-juges (CCI = 0,83).

Daving, Andren, Nordholm et Grimby (2001) ont examiné la fidélité inter-juges de la MIF auprès de 63 patients ayant subi un AVC, approximativement 2 ans après l’événement. Deux évaluateurs (entre trois ergothérapeutes et un infirmier) ont effectué une cotation indépendante de la MIF chez des patients à la maison, et la procédure d’entrevue a été répétée dans la même semaine par deux autres évaluateurs à la clinique. Les valeurs Kappa au cours d’une même entrevue dépassait 0,40 pour 17 items, démontrant une fidélité inter-juges allant d’adéquate à excellente entre les évaluateurs ; cependant, la valeur kappa de l’item Interaction sociale s’est avérée faible (kappa = 0,26). En comparant les deux entrevues, les valeurs kappa se situaient entre 0,40 et 0,60 pour les items évaluant les Soins personnels (à l’exception du Bain) et le Contrôle des intestins ; cependant, la plupart des items évaluant les Transferts, la Locomotion et le Comportement social ont démontré des valeurs kappa inférieures à 0,40. Les deux entrevues ont également été étudiés en utilisant les statistiques des CCI entre tous les évaluateurs ; les CCI allaient d’adéquats (0,62 pour le Contrôle des intestins) à excellents (0,88 pour le Bain) pour les 13 items moteurs ; et se sont avérés adéquats (allant de 0,60 à 0,72) pour les items évaluant le Domaine cognitif, à l’exception de l’item Interaction sociale qui a démontré un CCI de seulement 0,44. Des différences significatives ont été constatées entre les évaluateurs, selon le test de Wilcoxon, pour les items Habillage, Transfert Toilettes, Transfert Bain / Douche, Marche / Fauteuil roulant, et les items du Domaine cognitif. Les résultats de cette étude indiquent que la MIF démontre une grande fidélité inter juges dans le même contexte d’entrevue (que ce soit à la maison ou à la clinique), mais la stabilité dans le temps, lors d’entrevues répétées par différents évaluateurs, est moins fiable.

Sharrack, Hughes, Soudain et Dunn (1999) ont évalué la fidélité inter-juges de la MIF (en utilisant les statistiques kappa et les CCI) auprès de 64 patients avec sclérose en plaques. Chaque patient a été évalué par 3 évaluateurs (2 neurologues et 1 infirmier chercheur en neurologie). La valeur kappa pour la MIF total s’est avérée faible (kappa = 0,21), tandis que les CCI, excellents (CCI = 0,99). Pour les items individuels, les coefficients kappa se sont avérés variables, allant de faible (kappa = 0,26 pour l’item évaluant la Compréhension) à excellent (kappa = 0,88 pour la Locomotion dans les Escaliers). Les CCI pour les items individuels se sont avérés excellents, variant de 0,76 à 0,99, à l’exception de l’item évaluant la Compréhension, qui a démontré une fidélité inter-juges adéquate (CCI = 0,56).

Validité

Contenu :

La MIF a été créée en se basant sur les résultats de revues de littérature publiées et non publiées d’outils de mesure et de panels d’experts. Pour établir le contenu et la validité apparente, la MIF a ensuite été mise à l’essai dans 11 centres (incluant 114 cliniciens de 8 professions différentes et 110 patients évalués – Keith & Granger, 1987). La validité apparente et de contenu ont toutes les deux été déterminées en appliquant la méthode Delphi, utilisant l’opinion d’experts de la réadaptation pour établir le caractère inclusif et la justesse des items (Granger, Hamilton, Keith, Zielezny, & Sherwins, 1986).

Critère :

Concourante :
Hsueh, Lin, Jeng et Hsieh (2002) ont examiné la validité concourante de la Mif-moteur en examinant ses interrelations avec l’Indice de Barthel original en 10 points et l’Indice de Barthel abrégé en 5 points auprès de 118 patients hospitalisés ayant subi un AVC et recevant le programme de réadaptation. La validité concourante a été mesurée en utilisant des CCI et des corrélations de Spearman. La MIF-moteur a présenté une excellente validité concourante lors de l’admission, mesurée par les corrélations de Spearman (r = 0,74), et une validité adéquate, mesurée par les CCI (CCI = 0,55). La MIF-moteur a également présenté une excellente validité concourante au moment du congé (corrélations de Spearman = 0,92, CCI = 0,86).

Kwon, Hartzema, Duncan et Min-Lai (2004) ont examiné la validité de concourante de la MIF, de l’Indice de Barthel et de la Modified Rankin Scale auprès d’un échantillon de patients post-AVC. Les coefficients de corrélation de Spearman se sont avérés excellents entre la MIF-moteur et l’Indice de Barthel (r = 0,95), et entre la MIF-moteur et la Modified Rankin Scale (r = -0,89).
Note : Cette corrélation est négative puisqu’un résultat élevé sur la MIF indique une indépendance fonctionnelle, tandis qu’un résultat élevé sur la Modified Rankin Scale indique un niveau d’incapacité sévère.

Hall, Hamilton, Gordon et Zasler (1993) ont examiné la validité de concourante de la MIF, de la Disability Rating Scale et de la Functional Assessment Measure. Les corrélations se sont avérées excellentes entre la MIF-moteur et la MIF-cognitif et la Disability Rating Scale (respectivement, r = 0,64 et 0,73).

Zwecker et al. (2002) ont examiné la relation entre le statut cognitif et résultat moteur fonctionnel auprès de 66 patients ayant subi un AVC. Les résultats moteurs fonctionnels ont été mesurés à partir de l’efficacité et de l’efficience des résultats de la MIF-moteur (isolés du résultat de la MIF total) et du Montebello Rehabilitation Factor Score (MRFS). En utilisant des corrélations de Pearson, une corrélation adéquate a été relevée entre l’efficacité de la MIF-cognitif et le MRFS (r = 0,34, p<0,01). Une faible corrélation a été relevée entre l’efficience de la MIF-cognitif et le MRFS (r=0,28, p<0,05). Aucune corrélation significative n’a été observée entre les résultats de la MIF-cognitif et l’efficacité ou l’efficience de la MIF-moteur.

Prédictive :
Pour une revue extensive de la validité prédictive de la MIF, vous référer à :

Timbeck, R. J., Spaulding, S. J. (2003). Ability of the Functional Independence Measure to predict rehabilitation outcomes after strokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More: A review of the literature. Physical & Occupational Therapy in Geriatrics, 22(1), 63-76.

Chumney, D., Nollinger, K., Shesko, K., Skop, K., Spencer, M., Newton, R.A. (2010). Ability of Functional Independent Measure to accurately predict functional outcome of stroke-specific population: Systematic reviewA systematic review is a summary of available research on a given topic that compares studies based on design and methods. It summarizes the findings of each, and points out flaws or potentially confounding variables that may have been overlooked. A critical analysis of each study is done in an effort to rate the value of its stated conclusions. The research findings are then summarized, and a conclusion is provided.
. Journal of Rehabilitation and Development, 47, 17-30.

La validité prédictive de la MIF pour la quantité de soins qu’un patient requiert à domicile :
Granger, Cotter, Hamilton, Fiedler et Hens (1990) ont examiné, en utilisant une analyse de régression bivariée, si la MIF pourrait prédire la quantité d’aide (mesuré en minutes d’assistance fournies par jour par une autre personne dans la maison) que des patients avec sclérose en plaques auraient besoin. Le fardeau des soins a été évalué en minutes d’aide par jour. Il a été démontré qu’une amélioration de 1 point sur les résultats de la MIF prédisait 3,38 minutes de réduction d’aide par une autre personne par jour. La MIF s’est avérée être plus prédictive que l’Indice de Barthel, l’Incapacity Status Scale et l’Environmental Status Scale. La MIF a aussi démontré être en mesure de contribuer à la prédiction de la satisfaction du patient sur sa vie en général.

Granger, Cotter, Hamilton et Fiedler (1993) ont examiné si la MIF pourrait prédire les besoins de soins physiques (mesurés en minutes d’aide offertes par jour par une autre personne dans la maison) auprès de patients ayant subi un AVC. Le fardeau des soins a été évalué en minutes d’aide par jour. Il a été démontré qu’une amélioration de 1 point sur les résultats de la MIF prédisait 2,19 minutes de réduction d’aide par une autre personne par jour. La MIF, tout comme le Brief Symptom Inventory, a démontré être en mesure de contribuer à la prédiction de la satisfaction du patient sur sa vie en général.

Corrigan, Smith-Knapp et Granger (1997) ont examiné la validité prédictive de la MIF auprès de patients avec une lésion traumatique au cerveau après le moment du congé d’un centre aigu de réadaptation. Ils ont relevé que la MIF-moteur prédisait quel patient avait besoin d’assistance directe avec une précision de 83%, tandis que la MIF-cognitif prédisait quel patient avait besoin de supervision avec une précision de 77% ; et la MIF-moteur et la MIF-cognitif prédisaient quel patient avait besoin de quelques assistances avec une précision de 78%. De plus, les résultats sur la MIF-moteur seule ont été les meilleurs prédicteurs du nombre de minutes d’assistance requises.

La valeur prédictive de la MIF avec le résultat au moment du congé, la destination après le congé, la durée de séjour, les gains fonctionnels, la dépression, la survie et la capacité à retourner au travail suite à un AVC ou à une lésion traumatique au cerveau :
Inouye et al. (2000) ont mené une analyse multivariée sur les données obtenues dans les rapports médicaux de patients en réadaptation suite à un AVC, pour identifier les prédicteurs des résultats fonctionnels en utilisant les résultats sur la MIF total. Ils ont démontré que les résultats sur la MIF total lors de l’admission s’avéraient les meilleurs prédicteurs du résultat sur la MIF total au moment du congé. Aucune relation n’a été relevée entre le résultat sur la MIF total au moment du congé et le genre des patients, la durée de séjour à l’hôpital, où la nature de l’AVC.

Oczkowski et Barreca (1993) ont examiné si la MIF pourrait prédire le pronostic de 113 patients ayant subi un AVC, observés de l’admission et au moment du congé. Il a été démontré que les résultats sur la MIF lors de l’admission s’avéraient prédictifs du placement suite au congé et des incapacités résiduelles. Aucun patient dont le résultat sur la MIF lors de l’admission était inférieur à 36 points n’a reçu son congé à domicile, tandis que tous les patients dont le résultat sur la MIF lors de l’admission était supérieur à 96 points l’ont reçu. Toutefois, il s’est avéré difficile de prédire la destination suite au congé chez les patients présentant une incapacité modérée (c.-à-d. un résultat sur la MIF > 36 ou < 97). En considérant les items individuels de la MIF, le niveau d’indépendance des patients face aux items évaluant le Contrôle des sphincters était prédicteur du résultat fonctionnel et de la destination suite au congé.

Alexander (1994) a examiné la validité prédictive de la MIF auprès d’un échantillon de 520 patients ayant subi un AVC et admis dans l’Unité de réadaptation d’un hôpital. Il a été démontré qu’un résultat sur la MIF lors de l’admission de < 40 résultait en un séjour en soins aigus deux fois plus long que tout autre résultat sur la MIF. Les patients âgés de < 55 ans ont tous reçu leur congé à domicile, sans égard à la sévérité initiale. Les patients ayant un résultat sur la MIF de < 40 et qui étaient âgés de > 55 ans, avaient 50% de chance d’obtenir leur congé dans un établissement de soins de longue durée. Cela contraste avec les résultats de Oczkowski et Barreca (1993) qui ont constaté qu’aucun patient ayant un résultat sur la MIF lors de l’admission de < 36 n’a obtenu son congé à domicile. Les patients dont le résultat sur la MIF lors de l’admission se situait entre 40-60, et qui étaient âgés de > 74 ans, présentaient un risque élevé d’obtenir leur congé dans un établissement de soins de longue durée. Les patients avec un résultat sur la MIF de > 80 ont reçu leur congé à domicile.

Mokler, Sandstrom, Griffin, Farris et Jones (2000) ont relevé que, dans la phase de soins aigus de la récupération post-AVC, les résultats sur la MIF pour les items évaluant l’Alimentation, la Toilette personnelle, l’Habillage – bas du corps, l’Utilisation des toilettes, le Contrôle des intestins et l’Interaction sociale prédisaient la destination suite au congé avec une précision de 70%. Dans la phase ultérieure de récupération en réadaptation, particulièrement chez les patients avec un AVC sévère, les résultats sur les items de la MIF lors de l’admission – incluant le Contrôle des intestins, le Transfert de la toilette et la Mémoire –, et les résultats sur les items de la MIF au moment du congé – incluant l’Habillage – haut du corps, les Transferts du Lit / Chaise / Fauteil roulant et la Compréhension –, étaient associés avec la prédiction de la destination suite au congé avec une précision allant jusqu’à 75%. Ces trois items lors de l’admission et trois items au moment du congé prédisaient correctement la destination suite au congé chez 2/3 et 3/4 des cas, respectivement.

Black, Soltis et Bartlett (1999) ont examiné les résultats sur la MIF auprès de 234 patients ayant subi un AVC et admis dans un établissement de réadaptation, sur une période de 2 ans. Les patients qui obtenu leur congé à domicile étaient moins susceptives d’avoir un proche-aidant sur le marché du travail (20%) comparativement aux patients ayant obtenu leur congé en soins de longue durée (65%). La disponibilité d’un membre de la famille non travailleur pour fournir de l’aide et de la supervision s’est avérée un facteur critique pour obtenir le congé à domicile. Les patients avec un résultat sur la MIF au moment du congé de > 80 avait une forte probabilité d’obtenir leur congé à domicile lorsque les facteurs sociaux (ex. : disponibilité de support par la famille et un membre de la famille non travailleur) étaient pris en considération. Ainsi, le statut fonctionnel et les facteurs sociaux (comme la disponibilité et le support de la famille) sont des éléments critiques dans la prédiction de la destination suite au congé auprès de cette population de patients.

Ring et al. (1997) ont examiné 151 patients ayant subi un AVC et admis dans un centre de réadaptation, sur une période de 2 ans. Ils ont relevé que le résultat sur la MIF lors de l’admission et la durée de séjour étaient les prédicteurs les plus significatifs du gain fonctionnel.

Heinemann, Linacre, Wright, Hamilton et Granger (1994) ont examiné l’étendue à partir de laquelle les mesures de résultat fonctionnel pourraient prédire le statut fonctionnel chez les patients avec lésion traumatique au cerveau. Ils ont relevé que les résultats sur la MIF lors de l’admission étaient associés à la fonction au moment du congé et à la durée de séjour. Les résultats sur la MIF-moteur lors de l’admission se sont avérés être de meilleurs prédicteurs de la durée de séjour que les résultats de la MIF-cognitif, et représentaient 52% de la variance dans la fonction motrice au moment du congé. Les résultats sur la MIF-cognitif lors de l’admission représentaient 46% de la variance de la fonction cognitive au moment du congé.

Ween, Mernoff et Alexander (2000) ont examiné la validité prédictive de la MIF auprès de 244 patients ayant subi un AVC et admis dans un centre de soins aigus de réadaptation. Il a été démontré que les patients ayant un résultat sur la MIF lors de l’admission de < 50 étaient dépendants dans leurs activités de soins personnels au moment du congé. Les patients ayant un résultat de < 70, 9 jours post-AVC, avaient une forte probabilité de demeurer dépendant fonctionnel au moment de leur congé. Les patients qui obtenaient un résultat de > 70 n’étaient pas dépendants au moment du congé et avaient une durée de séjour plus courte que la moyenne. Les patients qui obtenaient un score entre 50 et 70 sur la MIF lors de l’admission avaient une issue imprévisible. En terme de destination suite au congé, les patients qui avaient < 60 ans et qui avaient un résultat sur la MIF de > 70 lors de l’admission étaient fortement associés à ceux qui obtiennent leur congé à domicile.

Stineman, Fiedler, Granger et Maislin (1998) ont examiné les dossiers de 26,339 patients ayant subi un AVC et ayant obtenu leur congé de 252 établissements de réadaptation à l’interne. Ils ont relevé que les patients ayant un résultat sur la MIF de > 37 lors l’admission étaient en mesure de s’alimenter, de prendre soin de leur apparence, de s’habiller le haut du corps et de contrôler leurs sphincters de façon indépendante au moment du congé. Les patients qui obtenaient > 55 étaient aussi en mesure de faire leur toilette personnelle, de s’habiller le bas du corps et d’effectuer des transferts du lit / chaise et des toilettes. De plus, la plupart des patients qui obtenait un résultat initial sur la MIF-moteur de > 62 et un résultat sur la MIF-cognitif de > 30 gagnaient de l’indépendant dans la plupart des tâches, incluant celle d’effectuer des transferts du bain et de monter les escaliers, au moment de leur congé. Les auteurs ont également relevé qu’entre 85% à 93% des patients avec un AVC modéré obtenaient leur congé à domicile.

Singh et al. (2000) ont administré la MIF à 83 patients ayant subi un AVC, à 1 mois, 3 mois et 1 an post-AVC. Utilisant une régression linéaire par étape, ils ont relevé que les résultats inférieurs sur la MIF total à 1 mois post-AVC étaient prédicteurs des scores les plus élevés de dépression à 3 mois post-AVC.

Cifu et al. (1997) ont comparé 49 patients avec lésion traumatique au cerveau qui avaient un emploi à un an de suivi, avec 83 patients demeurant sans emploi au suivi d’un an. Ils ont constaté que les résultats sur à la MIF, lors de l’admission en réadaptation, étaient associés significativement au statut d’emploi des patients, 1 an post-lésion à la tête, de sorte que les patients qui étaient retournés au travail un an plus tard avaient obtenu des résultats sur le MIF nettement supérieurs lors de l’admission.

Tur, Gursel, Yavuzer, Kucukdeveci et Arasil (2003) ont examiné la validité prédictive de la MIF auprès de 102 patients ayant subi un AVC et admis dans une unité de réadaptation. La MIF a été administrée dans les 72 heures suivant l’admission et au moment du congé. Utilisant une analyse de régression par étape, les résultats sur la MIF lors de l’admission ont démontré être d’excellents prédicteurs des résultats sur la MIF au moment du congé (0,90 ; p < 0,001), indiquant que la MIF peut être utilisée pour prédire le rétablissement fonctionnel auprès de patients ayant subi un AVC.

Whiting, Shen, Hung, Cordato & Chan (2010) ont examiné, en utilisant les résultats sur la MIF, les prédicteurs de 5 ans de survie auprès de 166 patients ayant subi un AVC (moyenne d’âge de 80 ans). En utilisant un modèle de régression logistique, des résultats plus bas sur la MIF lors de la pré-admission ont démontré prédire négativement une survie de 5 ans chez les patients ayant subi un AVC (OR 1,04, 95%CI 1,1-2,0, p = 0,01). De plus, les résultats sur la MIF total sont demeurés relativement stables entre les mesures au départ de l’étude et celles au moment d’un suivi à 5 ans, chez le groupe de survivants de 5 ans. Toutefois, les résultats sur la MIF-cognitif étaient plus bas au moment du suivi de 5 ans que ceux mesurés au départ de l’étude.

Validité prédictive de la MIF chez les patients avec aphasie et négligence :
Granger, Hamilton et Fielder (1992) ont relevé que, lors de l’admission et au moment du congé, les résultats fonctionnels des patients ayant une lésion à l’hémisphère droit du cerveau étaient légèrement plus hauts que les résultats des patients présentant une lésion à l’hémisphère gauche. Toutefois, la durée de séjour à l’hôpital et le taux de congé dans la communauté étaient similaires

Alexander (1994) a relevé que les patients ayant subi un AVC laissant des dommages sévères à l’hémisphère droit, avaient un changement significativement moindre sur la MIF que les patients avec des dommages sévères à l’hémisphère gauche.

Ring et al. (1997) ont relevé que les patients ayant de la négligence ou de l’aphasie présentaient une hausse significativement plus grande sur la MIF malgré un résultat plus bas sur la MIF lors de l’admission. Cependant, ces patients avaient aussi une durée d’hospitalisation beaucoup plus longue. Ils ont également noté que 96% des patients ayant des dommages à l’hémisphère droit sans négligence, et 88% des patients ayant des dommages à l’hémisphère droit avec négligence, avaient obtenu leur congé à domicile.

Oczkowski et Barreca (1993) ont relevé que les patients ayant une hémianopsie de degré variable, une négligence pariétale, une aphasie ou une détérioration cognitive, avaient des résultats sur la MIF significativement plus bas que les patients sans ces déficiences, mais contrairement aux résultats de Ring et al. (1997), l’hémianopsie, le côté de la lésion, la négligence et l’aphasie n’étaient pas prédicteurs de la destination suite au congé.

Katz et al. (2000) ont examiné, en utilisant l’analyse de corrélation de Spearman, les corrélations entre la MIF (résultats sur la MIF total, la Mif-moteur et la MIF-cognitif) et la Lowenstein Occupational Therapy Cognitive Assessment (LOTCA – sous-tests Orientation, Perception, Organisation visuomotrice et Pensée opératoire), auprès de deux sous-groupes d’adultes ayant subi un AVC à l’hémisphère droit (n=40 vs. patients sans négligence spatiale unilatérale, n=21). Les mesures ont été prises lors de l’admission, au moment du congé de la réadaptation, et lors d’un suivi à 6 mois. Dans le groupe avec négligence, lors de l’admission, des corrélations adéquates (variant de r=0,48 à 0,51) ont été relevées entre la MIF total et la MIF-moteur, et la LOTCA (sous-tests Organisation visuotrice et Pensée opératoire). Au moment du congé, des corrélations allant d’adéquates à excellentes (variant de r=0,48 à 0,75) ont été relevées entre la MIF total et la MIF-moteur, et la LOTCA (sous-tests Perception, Organisation visuomotrice et Pensée opératoire. Lors du suivi à 6 mois, d’excellentes corrélations (variant de r=0,61 à 0,77) ont été relevées entre la MIF total et la MIF-moteur, et la LOTCA (sous-tests Organisation visuomotrice et Pensée opératoire). Dans le groupe sans négligence, lors de l’admission, des corrélations allant de faibles à excellentes (variant de r=0,05 à 0,67) ont été relevées entre la MIF-cognitif et la LOTCA. Au moment du congé et lors du suivi à 6 mois, des corrélations allant de modérées à excellentes (variant de r=0,43 à 0,62) ont été relevées entre la MIF total et la MIF-moteur, et la LOTCA (sous-tests Organisation visuomotrice et Pensée opératoire.
Note : Avec ce sous-groupe, la MIF-cognitif n’a pas été administrée au moment du congé et lors du suivi à 6 mois.

Construit :
Linacre et al. (1994) ont appliqué une analyse Rasch sur les résultats de la MIF lors de l’admission et au moment du congé de 14 799 patients. Deux aspects distincts des incapacités ont été relevés dans la MIF : la fonction Motrice et Cognitive.

Cavanagh, Hogan, Gordon et Fairfax (2000) ont suggéré que, pour les patients post-AVC, un modèle simple à deux facteurs de la MIF pourrait être insuffisant pour décrire les incapacités et pourrait ne pas mesurer adéquatement les changements chez un patient. Les auteurs ont suggéré qu’une MIF tridimentionnelle soit appliquée pour les patients ayant subi un AVC, qui inclu les soins personnels, la fonction cognitive et l’utilisation des toilettes comme groupes majeurs sur l’échelle. Ils ont précisé que le modèle à deux facteurs comptait seulement pour 66% de la variance, tandis que le modèle à trois facteurs comptait pour plus de variance (74,2%).

Convergente/Discriminante :
Hobart et al. (2001) ont relevé que les résultats de la MIF total et la MIF-moteur corrélaient mieux avec les résultats de l’Office of Population Censuses and Surveys Disability Scales disability (respectivement, r = 0,82 et 0,84) ; les résultats de la London Handicap Scale (respectivement, r = 0,32 et 0,35) ; les résultats de la composante physique de la SF-36 (respectivement, r = 0,26 et 0,30) ; et la version révisée du Wechsler Adult Intelligence Test-verbal IQ test (respectivement, r = 0,35 et 0,27), qu’avec la mesure du statut de santé mentale (composante mentale de la SF-36, respectivement, r = 0,10 et 0,10) ou de la détresse psychologique (General Health Questionnaire, respectivement, r = 0,13 et r = 0,15). Cependant, la MIF-cognitif a fortement corrélé avec les résultats de l’Office of Population Censuses and Surveys Disability (r = 0,43) et la version révisée du Wechsler Adult Intelligence Test-verbal IQ scores (r = 0,51), et faiblement corrélé avec la London Handicap Scale (r = 0,11), les composantes physiques et mentales de la SF-36 (respectivement, r = 0,04 et r = 0,08), et le General Health Questionnaire (r = 0,01).

Giaquinto, Giachetti, Spiridigliozzi et Nolfe (2010) ont examiné la validité convergente de la MIF, de l’Hospital Anxiety DepressionIllness involving the body, mood, and thoughts, that affects the way a person eats and sleeps, the way one feels about oneself, and the way one thinks about things. A depressive disorder is not the same as a passing blue mood or a sign of personal weakness or a condition that can be wished away. People with a depressive disease cannot merely “pull themselves together” and get better. Without treatment, symptoms can last for weeks, months, or years. Appropriate treatment, however, can help most people with depression.
Scale (HADS) et de la World Health Organization Quality of Life scale (WHOQOL-100) auprès de 107 patients ayant subi un AVC (moyenne de 5,6 mois post-AVC). Les évaluations ont été administrées lors de l’admission et au moment du congé d’un programme de réadaptation de 2 mois. Tels que mesurés par les coefficients de corrélation Pearson, une excellente corrélation a été relevée entre les résultats de la MIF lors de l’admission et au moment du congé (r=0,656, p<0,0001) et n’était pas significativement influencée par le genre des patients. Toutefois, les corrélations entre le résultat de la MIF au moment du congé et les résultats de l’HADS et de la WHOQOL-100 ont été influencés par le genre des patients. Chez les femmes, une corrélation adéquate a été relevée entre les résultats de la MIF et ceux de l’HADS au moment du congé (r=-0,315, p<0,02) et les résultats de la MIF au moment du congé et ceux de la WHOQOL-100 (r=0,339, p<0,01), mais les corrélations chez les hommes se sont avérées faibles (respectivement, r=0,139 et r=0,147).

Zwecker et al. (2002) ont relevé, en utilisant les corrélations de Pearson auprès de 66 patients ayant subi un AVC, une corrélation adéquate entre la MIF-cognitif et la Lowenstein Occupational Therapy Cognitive Assessment (LOTCA) (r= 0,471, p<0,001) et une excellente corrélation entre la MIF-cognitif et le Mini Mental State Examination (MMSE) (r=0,666, p<0,001).

Groupes connus :
Dodds, Martin, Stolov et Deyo (1993) ont examiné la validité de construit de la MIF en utilisant les données de 11,102 patients en réadaptation à l’interne (52% ayant subi un AVC, 10% avec des conditions orthopédiques variées et 10% avec une lésion au cerveau). Les scores de la MIF ont établi une distinction entre les groupes en se basant sur la présence d’une lésion de la moelle épinière et la sévérité de l’AVC, et la présence de maladies comorbides, aussi bien lors de l’admission qu’au moment du congé. Les items de la MIF évaluant la Communication ont démontré la plupart des différences de score observées.

Ring, Feder, Schwartz et Samuels (1997) ont examiné 151 patients ayant subi un AVC et admis dans un centre de réadaptation, sur une période de 2 ans. Ils ont relevé que la MIF est en mesure de distinguer entre les patients avec ou sans négligence, et avec ou sans aphasie, aussi bien lors de l’admission qu’au moment du congé.

Validité écologique :
Cooke, McKenna, Fleming & Darnell (2006) ont examiné la validité écologique de l’Occupational Therapy Adult Perceptual ScreeningTesting for disease in people without symptoms.
Test (OT-APST) en comparant les résultats et le temps d’exécution avec la MIF-moteur et la MIF-cognitif, auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC (n=208). De faibles corrélations, mais significatives (variant de r=0,26 à 0,42, p<0,01), ont été relevées entre les résultats sur la MIF-moteur et six des sept sous-échelles de l’OT-APST. Des corrélations adéquates (variant r=0,36 to 0,50, p<0,01) ont été relevées entre les résultats sur la MIF-cognitif et chacune des sept sous-échelles de l’OT-APST. Des corrélations négatives et significatives, allant de faibles à adéquates, ont été relevées entre le temps d’exécution de la MIF-moteur et la MIF-cognitif et l’OT-APST (respectivement, r=-0,27 et -0,33, p<0,01).

Sensibilité

La MIF est souvent comparée à l’Indice de Barthel, puisque la MIF a été développée pour être une mesure plus exhaustive et sensible des incapacités que l’Indice de Barthel (van der Putten et al., 1999; Hobart & Thompson, 2001; Wallace, Duncan, & Lai, 2002; Hsueh et al., 2002).

Van der Putten et al. (1999) ont comparé la MIF-moteur et la MIF total à l’Indice de Barthel auprès de 201 patients avec sclérose en plaques et 82 patients post-AVC en réadaptation à l’interne. La MIF-moteur et la MIF total ont démontré une petite ampleur de l’effet (effect size– ES) dans la direction prévue de l’admission au moment du congé chez les patients avec sclérose en plaques (respectivement, ES = 0,34 et ES = 0,30) ; et une large ampleur de l’effef chez les patients ayant subi un AVC (respectivement, ES = 0,91 et ES = 0,82). L’ampleur de l’effet pour la MIF-cognitif ne s’est pas avérée significative (ES = 0) chez les patients avec sclérose en plaques, mais modérée (ES = 0,61) chez les patients ayant subi un AVC. Les changements de résultats sur les mesures se sont avérés positifs pour les deux maladies, indiquant moins d’incapacité au moment du congé que lors de l’admission. Les ampleurs de l’effet sur l’Indice de Barthel étaient semblables à ceux de la MIF chez les deux groupes, suggérant que la MIF pourrait ne pas avoir d’avantage quant à sa sensibilité au changement.

Wallace et al. (2002) ont comparé la sensibilité de la MIF-moteur à l’Indice de Barthel lors de la récupération post-AVC entre 1 et 3 mois. L’Indice de Barthel et la MIF-moteur ont présenté une sensibilité semblable au changement pour cette population de patients (MIF-moteur, ES = 0,28 ; Réponse moyenne standardisée = 0,675 ; Aire sous la courbe ROC = 0,675).

Hsueh et al. (2002) ont comparé la sensibilité de la MIF-moteur, de la version originale à 10 items de l’Indice de Barthel et de la version courte à 5 items de l’Indice de Barthel, auprès de patients ayant subi un AVC, en réadaptation à l’interne. L’Indice de Barthel et la MIF-moteur ont présenté une grande sensibilité (Réponse Moyenne Standardisée = 1,2), indiquant un changement significatif.

Dromerick et al. (2003) ont évalué 95 admissions consécutives dans un service de réadaptation post-AVC pour les incapacités, lors de l’admission et au moment du congé. La Modified Rankin Scale et l’International StrokeAlso called a “brain attack” and happens when brain cells die because of inadequate blood flow. 20% of cases are a hemorrhage in the brain caused by a rupture or leakage from a blood vessel. 80% of cases are also know as a “schemic stroke”, or the formation of a blood clot in a vessel supplying blood to the brain. More Trial Measure ont été comparés avec l’Indice de Barthel et la MIF. Le nombre de patients pour lequel chacune des mesures a détecté un changement cliniquement significatif au niveau des incapacités a été déterminé. La RMS de la MIF s’est avérée supérieure à celle de l’Indice de Barthel (2,18 versus 1,72) (changement entre l’admission et le moment du congé de la réadaptation). La MIF a été la mesure la plus sensible, détectant un changement chez 91 des 95 sujets, incluant un changement chez 18 patients dans lequel l’Indice de Barthel n’a détecté aucun changement.

Hobart and Thompson (2001) ont comparé la sensibilité de l’Indice de Barthel modifiée, de la MIF et de la MIF à 30 items combinée à la Functional Assessment Measure (MIF + FAM) auprès de 149 patients avec différentes maladies neurologiques. Les RMS de l’Indice de Barthel, de la MIF et de la MIF+FAM mesurant les incapacités globables, motrices et cognitives se sont avérées similaires, suggérant qu’il n’y a aucun avantage au niveau de la sensibilité pour l’une ou l’autre mesure (MIF total, RMS = 0,48 ; MIF-moteur, RMS = 0,54 ; MIF-cognitif, RMS = 0,17).

Sharrack et al. (1999) ont examiné la sensibilité de la MIF auprès de 25 patients atteints de sclérose en plaques. Les patients ont été suivis pendant 9 mois, avec des évaluations tous les 3 mois. Le MIF total a démontré une faible sensibilité au changement (ES = 0,46). Un certain nombre d’items moteurs (c.-à-d. l’Alimentation, les Soins de l’apparence, le Contrôle des sphincters, le Transfert du Lit / Chaise / Fauteuil roulant et des Toilettes, et le Locomotion) ont présenté une sensibilité allant de faible à modérée (ES allant de 0,25 pour le Transfert des Toilettes à 0,67 pour le Transfert du Lit / Chaise / Fauteuil roulant. Aucun des items cognitifs ne s’est avéré sensible au changement (ER variaient de 0,00 à 0,19).

Dodds, Martin, Stolov et Deyo (1993) ont examiné la sensibilité de la MIF en analysant les différences dans les résultats de la MIF lors de l’admission et au moment du congé auprès de 11,102 patients en réadaptation à l’interne (52% ayant subi un AVC, 10% avec des conditions orthopédiques et 10% avec une lésion au cerveau). Des gains fonctionnels significatifs ont été détectés par la MIF (33% d’amélioration des résultats). Les auteurs ont conclu que la MIF démontrait une sensibilité, mais sa capacité à mesurer le changement dans le temps nécessitait un examen plus approfondi.

Hammond, Grattan, Sasser, Corrigan, Bushnik et Zafonte (2001) ont examiné les changements dans le temps des résultats de la MIF auprès de patients avec une lésion traumatique au cerveau. Des différences significatives dans les résultats sur la MIF total, la MIF-moteur et la MIF-cognitif ont été relevés entre le moment du congé de la réadaptation et le moment d’un suivi un an post-AVC. Les changements entre la première et la deuxième année, et entre la première et la cinquième année, ont démontré être distribués uniformément à travers tous les items, avec de plus grands changement pour la fonction cognitive.

Beninato, Gill-Body, Salles, Stark, Black-Schaffer et Stein (2006) ont défini la différence minimale cliniquement significative (minimal clinically important difference – MCID) lorsque la MIF est utilisée avec une population ayant subi un AVC. L’étude incluait 113 patients d’une unité de réadaptation d’un hôpital de soins aigus de longue durée. La MIF a été administrée lors de l’admission et au moment du congé ; la fonction des patients a également été évaluée par les médecins traitants aux mêmes moments en utilisant une échelle de nombre entier à 15 points où -7 indique qu’un patient était « vraiment moins bien », où 0 indiquait « aucun changement » et +7 indiquait « vraiment mieux ». En se basant sur l’évaluation des médecins quant au changement clinique observé au moment du congé, des scores de 22, 17 et 3, respectivement pour la MIF total, la MIF-moteur et la MIF-cognitif, ont été considérés comme différenciant les patients qui ont démontré des changements cliniques importants de ceux qui ne l’ont pas fait. Une mise en garde est toutefois donnée quant à la généralisation des résultats puisque l’étude ne portait que sur des patients traités dans un seul centre, et que les évaluations des patients, de la famille ou des proches aidants n’étaient pas incluses dans l’évaluation des changements importants.

Références

• Alexander, M. P. (1994). Stroke rehabilitation outcomes: A potential use of predictive variables to establish levels of care. Stroke, 25(1), 128-134.
• Black, T. M., Soltis, T., Bartlett, C. (1999). Using the Functional Independence Measure instrument to predict stroke rehabilitation outcomes. Rehabilitation Nursing, 24(3), 109-114, 121.
• Beninato, M., Gill-Body, K.M., Salles, S., Stark, P.C., Black-Schaffer, R.M. & Stein, J. (2006). Determination of the Minimal Clinically Important Difference in the FIM instrument in patients with stroke. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 87, 32-39.
• Brosseau, L., Wolfson, C. (1994). The inter-rater reliability and construct validity of the Functional Independence Measure for multiple sclerosis subjects. Clin Rehabi, 8, 107-115.
• Brock, K. A., Goldie, P. A., Greenwood, K. M. (2002). Evaluating the effectiveness of stroke rehabilitation: Choosing a discriminative measure. Arch Phys Med Rehabil, 83(1), 92-99.
• Cavanagh, S. J., Hogan, K., Gordon,V., Fairfax, J. (2000). Stroke-specific FIM models in an urban population. Journal of Neurological Nursing, 32, 17-21.
• Chau, N., Dalter, S., Andre, J. M., Patris, A. (1994). Inter-rater agreement of two functional independence scales: The Functional Independence Measure (FIM) and a subjective uniform continuous scale. Disabil Rehabil, 16(2), 63-71.
• Cifu, D., Keyser-Marcus, L., Lopez, E., Wehman, P., Kreutzer, J., Englander, J., High, W. (1997). Acute predictors of successful return to work 1 year after traumatic brain injury: A multicenter analysis. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 78(2), 125-131.
• Cooke, D. M., McKenna, K., Fleming, J. & Darnell, R. (2006). Construct and ecological validity of the Occupational Therapy Adult Perceptual Screening Test (OT-APST). Scandinavian Journal of Occupational Therapy, 13, 49-61.
• Corrigan, J. D., Smith-Knapp, K., Granger, C. V. (1997). Validity of the functional independence measure for persons with traumatic brain injury. Arch Phys Med Rehabil, 78(8), 828-834.
• Daving, Y., Andren, E., Nordholm, L., Grimby, G. (2001). Reliability of an interview approach to the Functional Independence Measure. Clin Rehabil, 15(3), 301-310.
• Demers, L., Giroux, F. (1997). Validite de la Measure de l’independeance fonctionelle (MIF) pour les personnes agees suivies en readaptation. Canadian Journal on Aging/La revue canadienne du vieillissement, 16(4), 626-646.
• Dodds, T. A., Martin, D. P., Stolov, W. C., Deyo, R. A. (1993). A validation of the functional independence measurement and its performance among rehabilitation inpatients. Arch Phys Med Rehabil, 74(5), 531-536.
• Dromerick, A. W., Edwards, D. F., Diringer, M. N. (2003). Sensitivity to changes in disability after stroke: A comparison of four scales useful in clinical trials. Journal of Rehabilitation Research and Development, 40, 1-8.
• Fourn, L., Brosseau, L., Dassa, C., Dutil, E. (1994). Validation factorielle de la Mesure de l’independence functionelle (MIF) aupres de personnes atteintes de la sclerose en plaques. Journal de Readaptation Medicale, 14, 7-16.
• Gosman-Hedstrom, G., Blomstrand, C. (2004). Evaluation of a 5-level Functional Independence Measure in a longitudinal study of elderly stroke survivors. Disability & Rehabilitation, 26(7), 410-418.
• Granger, C. V., Deutsch, A., Linn, R. T. (1998). Rasch analysis of the Functional Independence Measure (FIM) Mastery Test. Arch Phys Med Rehabil, 79(1), 52-57.
• Granger, C. V., Hamilton, B. B., Keith, R. A., Zielezny, M., Sherwins, F. S. (1986). Advance in functional assessment for medical rehabilitation. Top Geriatr Rehabil, 1, 59-74.
• Granger, C. V., Cotter, A. C., Hamilton, B. B., Fiedler, R. C., Hens, M. M. (1990). Functional assessment scales: A study of persons with multiple sclerosis. Arch Phys Med Rehabil, 71, 870-875.
• Granger, C. V., Cotter, A. C., Hamilton, B. B., Fiedler, R. C. (1993). Functional assessment scales: A study of persons with stroke. Arch Phys Med Rehabil, 74(2), 133-138.
• Granger, C. V., Hamilton, B. B., Fiedler, R. C. (1992). Discharge outcomes after stroke rehabilitation. Stroke, 23(7), 978-982.
• Grey, N., Kennedy, P. (1993). The Functional Independence Measure: a comparative study of clinician and self rating. Paraplegia, 31, 457-461.
• Grimby, B., Gudjonsson, G., Rodhe, M., Sunnerhagen, K. S., Sundh, V., Ostensson, M. L. (1996). The Functional Independence Measure in Sweden: Experience for outcome measurement in rehabilitation medicine. Scandinavian Journal of Rehabilitation Medicine, 28, 51-62.
• Hall, K. M., Hamilton, B., Gordon, W. A., Zasler, N. D. (1993). Characteristics and comparisons of functional assessment indices: Disability Rating Scale, Functional Independence Measure and Functional Assessment Measure. J Head Trauma Rehabil, 8(2), 60-74.
• Hall, K. M., Mann, N., High, W., Wright, J., Kreutzer, J., Wood, D. (1996). Functional measures after traumatic brain injury: ceiling effects of FIM, FIM+FAM, DRS and CIQ. J Head Trauma Rehabil, 11(5), 27-39.
• Hammond, F. M., Grattan, K. D., Sasser, H., Corrigan, J. D., Bushnik, T., Zafonte, R. D. (2001). Long-term recovery course after traumatic brain injury: A comparison of the Functional Independence Measure and Disability Rating Scale. Journal of Head Trauma, 16(4), 318-329.
• Hamilton, B. B., Laughlin, J. A., Fiedler, R. C., Granger, C. V. (1995). Interrater reliability of the 7-level functional independence measurement (FIM). Scand J Rehabil Med, 27, 253-256.
• Hamilton, B. B., Laughlin, J. A., Fiedler, R. C., Granger, C. V. (1994). Interrater reliability of the 7-level functional independence measure (FIM). Scand J Rehabil, 26, 115-119.
• Heinemann, A. W., Linacre, J. M., Wright, B. D., Hamilton, B. B., Granger, C. (1994). Prediction of rehabilitation outcomes with disability measures. Arch Phys Med Rehabil, 75(2), 133-143.
• Hobart, J. C., Lamping, D. L., Freeman, J. A., Langdon, D. W., McLellan, D. L., Greenwood, R. J., Thompson, A. J. (2001).Which disability scale for neurologic rehabilitation? Neurology, 57, 639-644.
• Hobart, J. C., Thompson, A. J. (2001). The five item Barthel index. J Neurol Neurosurg Psychiatry, 71, 225-230.
• Hsueh, I-P., Lin, J-H., Jeng, J-S., Hsieh, C-L. (2002). Comparison of the psychometric characteristics of the functional independence measure, 5 item Barthel index, and 10 item Barthel index in patients with stroke. Journal of Neurology Neurosurgery and Psychiatry, 73, 188-190.
• Inouye, M., Kishi, K., Ikeda, Y., Takada, M., Katoh, J., Iwahasi, M., Hayakawa, M., Ishihara, K., Sawamura, S., Kazumi, T. (2000). Prediction of functional outcome after stroke rehabilitation. American Journal of Physical Medicine and Rehabilitation, 79(6), 513-518.
• Jaworski, D. M., Kult, T., Boynton, P. R. (1994). The Functional Independence Measure: A pilot study comparison of observed and reported ratings. Rehabil Nur Res, 3, 141-147.
• Katz, N., Hartman-Meier, A., Ring, H. & Soroker, N. (2000). Relationships of cognitive performance and daily function of clients following right hemisphere stroke: Predictive and ecological validity of the LOTCA battery. Occupational Therapy Journal of Research, 20, 3-17.
• Keith, R. A., Granger, C. V., Hamilton, B. B., Sherwin, F. S. (1987). The functional independence measure: A new tool for rehabilitation. Adv Clin Rehabil, 1, 6-18.
• Kidd, D., Stewart, G., Baldry, J., Johnson, J., Rossiter, D., Petruckevitch, A., Thompson, A. J. (1995). The Functional Independence Measure: A comparative validity and reliability study. Disabil Rehabil, 17(1), 10-14.
• Küçükdeveci, A. A., Yavuzer, G., Elhan, A. H., Sonel, B. (2001). Adaptation of the Functional Independence Measure for use in Turkey. Clinical Rehabilitation, 15(3), 311-319.
• Kwon, S., Hartzema, A. G., Duncan, P. W., Min-Lai, S. (2004). Relationship among the Barthel Index, the Functional Independence Measure, and the Modified Rankin Scale. Stroke, 35, 918-923.
• Linacre, J. M., Heinemann, A. W., Wright, B. D., Granger, C. V., Hamilton, B. B. (1994). The structure and stability of the Functional Independence Measure. Arch Phys Med Rehabil, 75(2), 127-132.
• McDowell, I., Newell, C. (1996). Measuring health: a guide to rating scales and questionnaires (pp. 63-67). (2nd Ed.), New York: Oxford University Press.
• Mokler, P. J., Sandstrom, R., Griffin, M., Farris, L., Jones, C. (2000). Predicting discharge destination for patients with severe motor stroke: Important Functional Tasks. Neurorehabilitation and Neural Repair, 14(3), 181-185.
• Msall, M. E., DiGaudio, K., Rogers, B. T., LaForest, S., Catanzaro, N. L., Campbell, J., Wilczenski, F., Duffy, L. C. (1994). The Functional Independence Measure for Children (WeeFIM). Conceptual basis and pilot use in children with developmental disabilities. Clin Pediatr (Phila), 33(7), 421-430.
• Naghdi S, Ansari NN, Raji P, Shamili A, Amini M, Hasson S. Cross-cultural validation of the Persian version of the Functional Independence Measure for patients with stroke. Disabil Rehabil. 2016;38(3):289-98. doi: 10.3109/09638288.2015.1036173. https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/25885666
• Oczkowski, W. J., Barreca, S. (1993). The functional independence measure: Its use to identify rehabilitation needs in stroke survivors. Arch Phys Med Rehabil, 74(12), 1291-1294.
• Ottenbacher, K. J., Hsu, Y., Granger, C. V., Fiedler, R. C. (1996). The reliability of the functional independence measure: a quantitative review. Arch Phys Med Rehabil, 77(12), 1226-1232.
• Ottenbacher, K. J., Mann, W. C., Granger, C. V., Tomita, M., Hurren, D., Charvat, B. (1994). Inter-rater agreement and stability of functional assessment in the community-based elderly. Arch Phys Med Rehabil, 75(12), 1297-1301.
• Pollak, N., Rheault, W., Stoecker, J. L. (1996). Reliability and validity of the FIM for persons aged 80 years and above from a multilevel continuing care retirement community. Arch Phys Med Rehabil, 77(10), 1056-1061.
• Ring, H., Feder, M., Schwartz, J., Samuels, G. (1997). Functional measures of first-stroke rehabilitation inpatients: Usefulness of the Functional Independence Measure total score with a clinical rationale. Arch Phys Med Rehabil, 78(6), 630-635.
• Segal, M. E., Schall, R. R. (1994). Determining functional/health status and its relation to disability in stroke survivors. Stroke, 25, 2391-2397.
• Segal, M. E., Ditunno, J. F., Staas, W. E. (1993). Interinstitutional agreement of individual functional independence measure (FIM) items measured at two sites on one sample of SCI patients. Paraplegia, 31(10), 622-631.
• Segal, M. E., Gillard, M., Schall R. (1996). Telephone and in-person proxy agreement between stroke patients and caregivers for the functional independence measures. Am J Phys Med Rehabil, 75(3), 208-212.
• Sharrack, B., Hughes, R. A., Soudain, S., Dunn, G. (1999). The psychometric properties of clinical rating scales used in multiple sclerosis. Brain, 122(1), 141-159.
• Singh, A., Black, S. E., Herrmann, N., Leibovitch, F. S., Ebert, P. L., Lawrence, J., Szalai, J. P. (2000). Functional and neuranatomic correlations in poststroke depression. Stroke, 31, 637-644.
• Stineman, M. G., Fiedler, R. C., Granger, C. V., Maislin, G. (1998). Functional task benchmarks for stroke rehabilitation. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 79, 497-504.
• Teasell, R., Foley, N. C., & Salter K. (2011). EBRSR: Evidence-Based Review of Stroke Rehabilitation. 13th ed. London (ON): EBRSR.
• Timbeck, R. J., Spaulding, S. J. (2003). Ability of the Functional Independence Measure to predict rehabilitation outcomes after stroke: A review of the literature. Physical & Occupational Therapy in Geriatrics, 22(1), 63-76.
• Tur, B.S., Gursel, Y.K., Yavuzer, G., Kucukdeveci, A. & Arasil, T. (2003). Rehabilitation outcome of Turkish stroke patients: In a team approach setting. International Journal of Rehabilitation Research, 26, 271-277.
• van der Putten, J. J., Hobart, J. C., Freeman, J. A., Thompson, A. J. (1999). Measuring change in disability after inpatient rehabilitation: Comparison of the responsiveness of the Barthel Index and the Functional Independence Measure. Neurol Neurosurg Psychiatry, 66, 480-484.
• Wallace, D., Duncan, P. W., Lai, S. M. (2002). Comparison of the responsiveness of the Barthel Index and the motor component of the Functional Independence Measure in stroke: the impact of using different methods for measuring responsiveness. J Clin Epidemiol, 55, 922-928.
• Ween, J. E., Mernoff, S. T., Alexander, M. P. (2000). Recovery rates after stroke and their impact on outcome prediction. Neurorehabilitation and Neural Repair, 14(3), 229-235.
• Whiting, R., Shen, Q., Hung, W.T., Cordato, D. & Chan, D.K.Y (2010). Predictors for 5-year survival in a prospective cohort of elderly stroke patients. Acta Neurologica Scandinavica, DOI: 10.1111/j.1600-0404.2010.01476.
• Zwecker, M., Levenkrohn, S., Fleisig, Y., Zeilig, G., Ohry, A., & Adunsky, A. (2002). Mini-Mental State Examination, cognitive FIM instrument, and the Loewenstein Occupational Therapy Cognitive Assessment: relation to functional outcome of stroke patients. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 83, 342-345.

Voir la mesure

Cliquer ici pour obtenir une copie de la MIF en anglais (l’original provient du site suivant: http://www.va.gov/vdl/documents/Clinical/Func_Indep_Meas/fim_user_manual.pdf)

http://www.udsmr.org

Cliquer ici pour obtenir une copie de la version française.

But

Le Profil des AVQ est une mesure de l’indépendance durant l’exécution d’activités de la vie quotidienne telles que les soins personnels, l’entretien ménager et les activités communautaires. Cette mesure vise les individus ayant subi un traumatisme craniocérébral (traumatic brain injury – TBI). Le Profil des AVQ a été créé par Elisabeth Dutil, Carolina Bottari, Marie Vanier et Céline Gaudreault.

Revue détaillée

But de l’outil

Le Profil des AVQ est une mesure de l’indépendance des individus ayant subi un traumatisme craniocérébral (traumatic brain injury – TBI) dans les activités de la vie quotidienne, en considérant l’importante contribution des fonctions exécutives (Association canadienne des ergothérapeutes, 2012; C. Bottari, communication personnelle, 6 novembre, 2012). Le Profil des AVQ est à la fois un outil basé sur la performance (l’observation directe de la performance par un évaluateur) et un questionnaire administré sous forme d’entrevue semi-structurée avec l’individu visé et un proche (les perceptions de l’individu et de son proche à propos du fonctionnement l’individu). Le Profil des AVQ évalue l’habileté d’un individu à formuler et à planifier des buts en rapport avec ses activités quotidiennes et domestiques (AVQ et AVD), en interaction avec l’environnement dans lequel il évolue. À l’aide d’un cadre d’analyse de tâches, la performance indépendante d’un individu lors de tâches de la vie quotidienne est analysée quantitativement, selon 4 opérations de fonctions exécutives :

1. Formuler un but
2. Planifier
3. Réaliser la tâche
4. Vérifier l’atteinte du but initial

Le Profile des AVQ fut originalement conçu afin d’être utilisé auprès de patients ayant subi un traumatisme craniocérébral, en tant qu’outil d’évaluation de leur indépendance dans leurs activités quotidiennes à l’intérieur de trois environnements :

1. Personnel (dimension des soins personnels)
2. Logement (dimension de l’entretien ménager) et
3. Communauté (dimension de la communauté)

Une liste exhaustive des variables fut dérivée d’outils déjà existants portant sur les AVQ. Ces variables furent classées dans les dimensions des soins personnels, de l’entretien ménager et de la communauté en tant qu’activités, tâches ou opérations, selon le modèle ergonomique de Crochart’s (1987). Un groupe d’experts comprenant des thérapeutes et des chercheurs fut consulté afin de réviser et de raffiner la liste des variables, en plus de s’assurer que tous les domaines reliés au concept d’AVQ soient bien inclus dans l’outil de mesure. Une revue de la littérature sur les composantes des évaluations des AVQ a aussi appuyé le verdict des experts (Dutil et al., 2005)

Versions disponibles

Il n’existe aucune version alternative au Profil des AVQ. Le Profil des Activités Instrumentales est une version révisée du Profil des AVQ (Bottari et al., 2010b) et, de ce fait, n’est pas inclus dans cette revue.

Caractéristiques de l’outil

Items :

Le Profil de AVQ est constitué de 20 tâches des AVQ et des AVD et est divisé en 2 parties :

1. Une évaluation non structurée, basée sur la performance et qui comprend l’observation de 17 tâches ; et
2. une entrevue semi-structurée, administrée au patient ainsi qu’à son proche. Cette entrevue documente 3 tâches (indiquées plus bas)

Les 20 items réfèrent à la dimension personnelle (a) ; domiciliaire (b) ; et communautaire (c) :

Personnelle (6 tâches) :

1. Faire sa toilette au lit/lavabo/douche/bain
2. Prendre soins de son apparence
3. S’acquitter de son hygiène excrétrice
4. Mettre ses vêtements et chaussures
5. Prendre un repas
6. Respecter sa diète, prendre sa médication*

Domiciliaire (5 tâches) :

1. Préparer un repas léger
2. Préparer un repas chaud
3. Faire le ménage quotidien
4. Faire le ménage hebdomadaire
5. Entretenir les vêtements

Communautaire (9 tâches) :

1. Se déplacer à l’extérieur
2. Utiliser le transport en commun régulier
3. Conduire une voiture*
4. Faire les courses
5. Téléphoner pour une information
6. S’acquitter d’une facture
7. Utiliser un guichet automatique
8. Faire un budget
9. Respecter un rendez-vous*

* Ces trois tâches sont évaluées à l’aide d’une entrevue semi-structurée. « Conduire une voiture » n’est pas évalué en soi, mais certaines informations sont recueillies concernant cette activité.

Description des tâches :

On demande au client ce qu’il ferait normalement lors d’un certain moment de la journée. On lui donne ensuite l’opportunité d’exécuter une tâche des AVQ sans assistance de la part du clinicien. L’évaluation non structurée permet au clinicien d’observer les déficits au niveau des processus exécutifs. Conséquemment, au début du test, le clinicien informe le client qu’il/elle limitera ses interactions avec le client au courant de l’évaluation. Ainsi, le clinicien est en mesure d’observer l’habileté du client à se débrouiller seul. Il est important que le clinicien ne fournisse qu’un minimum de structure et d’assistance durant le test, même si le client commet une erreur, car l’observation de ses habiletés à repérer et à corriger ses erreurs sans assistance est cruciale dans la démonstration de son indépendance, en considérant ses fonctions exécutives. L’évaluateur peut s’abstenir de donner des indices pour 10 minutes tout au plus, à moins qu’une situation soit jugée dangereuse. S’il apparaît évident que le client est incapable d’exécuter une composante de la tâche sans aide, l’évaluateur peut fournir une assistance graduée (Bottari et al, 2010b).

Si le client choisit une tâche qui ne fait pas partie du profil des AVQ, le clinicien peut demander au client de considérer un autre but.

Ce qu’il faut considérer avant de commencer :

Il vaut mieux administrer le Profil des AVQ dans l’endroit où le client habite ainsi que dans son environnement communautaire (Bottari et al., 2010b).

Klein et al. (2008) ont révisé les mesures des AVQ standardisées, basées sur la performance et développées pour une clientèle adulte/gériatrique. Cette révision fut effectuée à l’aide d’une étude de type recherche-action auprès de 10 ergothérapeutes travaillant avec une clientèle adulte/gériatrique ayant des limitations physiques, dans un hôpital de réadaptation de soins 3^e ligne, afin d’identifier les mesures correspondant le mieux aux principes de la pratique de l’ergothérapie ainsi qu’aux résultats souhaités. Le Profil des AVQ a obtenu la plus haute note pour sa concordance avec les valeurs, les croyances et les principes qui sous-tendent la pratique de l’ergothérapie lorsqu’on le compare aux 17 autres mesures des AVQ, incluant le Assessment of Motor and Process Skills, le Rivermead ADL Assessment, le Functional Performance Measure, le Nottingham ADL Scale, le Barthel Index et le Functional Independence Measure. Le Profil des AVQ rencontrait 4 des 5 critères de construit :

• Centré sur le client (le score reflète la pertinence perçue par le client);
• Interaction dynamique (la mesure comprend des interactions dynamiques entre le client, la tâche et l’environnement physique, mais ne considère pas l’environnement social ou économique);
• Caractère unique de l’individu (la mesure permet une évaluation des composantes physiques, affectives et cognitives de la performance); et
• Caractère unique de la performance (la mesure intègre la détermination du client au processus de la tâche à moins que la sécurité du client ne soit un facteur).

Des 18 outils analysés, aucun n’a obtenu de note en rapport avec la 5^e dimension, soit une perspective holistique (c.-à-d. qu’il y a intégration des rôles, de la culture, des ressources, des croyances spirituelles et des valeurs du client). Malgré qu’il fût démontré que le Profil des AVQ ne considère pas l’environnement social, il est important de noter que le questionnaire est aussi administré au proche du patient.

Cotation et interprétation de la cote :

Chaque tâche est notée selon l’indépendance durant l’exécution de la tâche (score de tâche) et la manière dont cette tâche est exécutée (score de fonctionnement) en tenant compte des quatre opérations suivantes :

• (i)Formuler un but
• (ii)Planifier
• (iii)Mener la tâche à terme
• (iv)Vérifier si le but initial a été atteint (Bottari et al., 2010b).

Les tâches sont cotées selon une échelle ordinale à quatre niveaux :

0	Dépendant
1	Nécessite une assistance verbale (1v) ou une assistance physique (1p) ou une assistance verbale et physique (1vp)
2	Indépendant avec difficulté
3	Indépendant

Les scores de tâche et de fonctionnement ne sont pas additionnés entre eux. Le score de tâche est déterminé par le plus petit score parmi les quatre opérations observées durant l’exécution de la tâche. De ce fait, une difficulté lors d’une des quatre opérations influence directement l’indépendance et la performance en ce qui concerne cette tâche.

Durée :

Le temps nécessaire pour administrer le Profil des AVQ dépend du stade de récupération du client ainsi que du nombre de tâches que le clinicien juge nécessaire d’administrer. En soins de courte durée, la durée d’administration peut varier entre 30 et 60 minutes selon si le clinicien décide d’administrer seulement une tâche de la dimension personnelle et une ou deux tâches du domaine domiciliaire ou communautaire. Lorsque le Profil des AVQ est administré à un individu en préparation à son congé de l’hôpital de réadaptation ou bien à un individu de la collectivité pour qui toutes les tâches seraient pertinentes à administrer, jusqu’à 7 heures peuvent être requises.

La durée d’administration est acceptable lorsque seules des composantes de l’outil sont administrées au sujet, mais la durée de l’évaluation est allongée lorsque l’outil est administré dans son entièreté. Toutefois, les auteurs notent que la richesse d’informations obtenues grâce à l’observation des individus complétant les diverses activités dans leur logement et dans leur communauté ne doit pas être sous-estimée en termes de contribution à la planification du plan de traitement.

Exigences de formation :

Le Profil des AVQ est destiné à être utilisé par des ergothérapeutes. Il est recommandé que les cliniciens complètent une formation de 3 jours afin d’assurer l’administration et l’interprétation adéquate de l’outil. Cette formation fournit de l’information concernant la mesure (objectifs, cadres conceptuels, variables, procédure d’administration, cotation et interprétation), comprend une vidéo fournissant des instructions concernant l’administration de l’outil et offre des opportunités d’analyses pratiques de tâches et de cotations (Bottari et al., 2010a).

Sous-échelles :

N/A

Équipement :

Le Profil des AVQ ne nécessite aucun équipement spécialisé, mais requiert tout objet dont le client se sert typiquement lorsqu’il participe à ses activités quotidiennes.

Versions alternatives du Profil des AVQ

Il n’existe aucune forme alternative au Profil des AVQ.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

• Des patients ayant subi un AVC.
• Des patients ayant subi un traumatisme craniocérébral. Peut être utilisé à travers le continuum de soins : -pour assister la planification du congé d’un hôpital de soins de courte durée ou de réadaptation, et pour assister la réintégration communautaire (Bottari et al., 2006; C. Bottari personal communication, November 6, 2012).
• Des patients avec un diagnostique de schizophrénie (Semkovska et al., 2004).

Ne devrait pas être utilisé avec :

• Aucune catégorie documentée.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Français et anglais.

Sommaire

Que mesure l’outil ?	Le Profil des AVQ mesure l’indépendance lors de l’exécution d’activités de la vie quotidienne, tout en considérant les déficits des fonctions exécutives reliées à la fixation du but, à la planification ainsi qu’à l’exécution.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ?	Des clients ayant subi un traumatisme craniocérébral ou un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ?	Outil d’évaluation
Temps d’administration requis	Le temps nécessaire pour administrer le Profil des AVQ dépend du stade de récupération du client ainsi que du nombre de tâches que le clinicien juge nécessaire d’administrer. En soins de courte durée, la durée d’administration peut varier entre 30 et 60 minutes selon si le clinicien décide d’administrer seulement une tâche du domaine personnel et une ou deux tâches du domaine domiciliaire ou communautaire. Lorsque le Profil des AVQ est administré à un individu en préparation à son congé de l’hôpital de réadaptation ou bien à un individu de la collectivité pour qui toutes les tâches seraient pertinentes à administrer, jusqu’à 7 heures peuvent être requises.
Versions	Profil des AVQ
Autres langues	Anglais
Propriétés psychométriques
Fidélité	Cohérence interne : Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du Profil des AVQ lorsque celui-ci est utilisé auprès d’une clientèle adulte ayant subi un AVC. Test-retest : Aucune étude n’a examiné la fidélité test-retest du Profil des AVQ lorsque celui-ci est utilisé auprès d’une clientèle adulte ayant subi un AVC. Intra-juge : Aucune étude n’a examiné la fidélité intra-juge du Profil des AVQ lorsque celui-ci est utilisé auprès d’une clientèle adulte ayant subi un AVC. Inter-juges : Une étude a démontré une fidélité inter-juges adéquate pour trois tâches : Préparer un repas chaud ; manger ; obtenir de l’information.
Validité	Contenu : Le Profil des AVQ fut élaboré à travers des revues de la littérature ainsi qu’une consultation auprès de chercheurs et de cliniciens experts. Critère : Aucune étude n’a démontré la validité de critère du Profil des AVQ lorsque celui-ci est utilisé auprès d’une clientèle adulte ayant subi un AVC. Construit : Convergence : Une étude a démontré une corrélation significative entre cinq tâches du Profil des AVQ reliées aux soins personnels et des tâches correspondantes de la MIF (Transferts lit/chaise, Transferts à la toilette, Transferts au bain, Marcher, Utiliser les escaliers).
Effets plancher/plafond	Aucune étude n’a examiné les effets plafond du Profil des AVQ lorsque celui-ci est utilisé auprès d’une clientèle adulte ayant subi un AVC.
Sensibilité/spécificité	Aucune étude n’a examiné la sensibilité/spécificité du Profil des AVQ lorsque celui-ci est utilisé auprès d’une clientèle adulte ayant subi un AVC.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ?	Aucune étude n’a examiné la sensibilité aux changements du Profil des AVQ lorsque celui-ci est utilisé auprès d’une clientèle adulte ayant subi un AVC.
Acceptabilité	La durée d’administration est acceptable lorsque seules des composantes de l’outil sont administrées au sujet, mais l’administration de l’outil dans son entièreté peut nécessiter jusqu’à 7 heures, réparties sur plusieurs séances. Toutefois, les auteurs notent que la richesse d’informations obtenues grâce à l’observation des individus complétant les diverses activités dans leur logement et dans leur communauté ne doit pas être sous-estimée en termes de contribution à la planification du plan de traitement.
Faisabilité	Le Profil des AVQ peut être administré par un ergothérapeute. L’application de cet outil nécessite une formation de trois jours.
Comment obtenir l’outil ?	Disponible auprès de L’Association Canadienne des Ergothérapeutes : www.caot.ca ou Les Éditions Émersion

* Initialement élaborées pour une clientèle ayant subi un traumatisme craniocérébral, les propriétés psychométriques de l’outil avec cette population sont décrites dans le guide d’administration de l’outil.

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de la littérature fut effectuée afin d’identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques du Profil des AVQ applicables aux individus ayant subi un AVC. Deux études furent ainsi trouvées.

Effets plancher/plafond

Aucune étude n’a examiné les effets plafond/plancher du Profil des AVQ lorsque celui-ci est utilisé auprès de clients ayant subi un AVC.

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune étude n’a démontré la cohérence interne du Profil des AVQ lorsque celui-ci est utilisé auprès de clients ayant subi un AVC.

Test-retest :
Aucune étude n’a examiné la fidélité test-retest du Profil des AVQ lorsque celui-ci est utilisé auprès de patients ayant subi un AVC.

Intra-juge :
Aucune étude n’a démontré la fidélité intra-juge du Profil des AVQ lorsque celui-ci est utilisé auprès de patients ayant subi un AVC.

Inter-juges :
Dell’Aniello-Gauthier (1994) a indiqué que le Profil des AVQ démontre une fidélité inter-juges adéquate (moyenne kappa = 0.58-0.68) en ce qui concerne les trois tâches suivantes : préparer un repas chaud, manger et obtenir de l’information.

Validité

Contenu :

Le Profil des AVQ a été élaboré à partir de revues de la littérature ainsi qu’une consultation auprès de chercheurs et de cliniciens experts (Dutil et al., 2005).

Critère :

Aucune étude n’a démontré la validité de critère du Profil des AVQ..

Construit :

Convergence :
Gervais (1995) a démontré une corrélation significative entre 5 tâches du Profil des AVQ reliées aux soins personnels et des tâches correspondantes de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (tau de Kendall c = 0.40-0.73 ; p<0.001).

Sensibilité au changement

Aucune étude n’a examiné la sensibilité au changement du Profil des AVQ.

Références

• Azegami M., Ohira M., Miyoshi K., Kobayashi C., Hongo M., Yanagihashi R., & Sadoyama T. (2007) Effect of single and multi-joint lower extremity muscle strength on the functional capacity and ADL/IADL status in Japanese community-dwelling older adults. Nursing & Health Sciences, 9(3), 168-176.
• Bottari, C., Dutil, C., Dassa, C., & Rainville, C. (2006) Choosing the most appropriate environment to evaluate independence in everyday activities: Home or clinic? Australian Occupational Therapy Journal, 53, 98-106.
• Bottari, C., Dassa, C., Rainville, C., & Dutil, C. (2010a). A Generalizability Study of the Instrumental Activities of Daily Living Profile. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 91, 734-42
• Bottari, C., Dassa, C., Rainville, C., & Dutil, C. (2010b). The IADL Profile: Development, content validity, intra- and interrater agreement. The Canadian Journal of Occupational Therapy, 77 (2), 90-101.
• Canadian Association of Occupational Therapists. (2012). ADL Profile. Retrieved from: http://www.caot.ca/default.asp?pageid=1438
• Crochard, K. (1987). Les activités du GESCOM en 1986. Paris: Centre national d’études des telecommunications.
• Dell’Anniello-Gauthier, M. (1994). Étude métrologique du mini-profil, instrument de mesure du statut fonctionnel des personnes âgées victimes d’un accident vasculaire cérébral. Sherbrooke, Québec : Université de Sherbrooke.
• Dutil, E., Bottari, C., Vanier, M., & Gaudreault, C. (2005). ADL Profile: description of the instrument. 4th ed. Montréal: Les Éditions Émersion.
• Dutil, E., Bottari, C., Vanier, M. & Gaudreault, C. (2005). Profil des AVQ: Description de l’outil, 4th ed. Montréal: Les Éditions Émersion.
• Fougeyrollas, P. Saint-Michel, G. & Blouin, M. (1989). Propostition d’une révision du 3e niveau de la CIDIH: le handicap. [Proposition for a revision of the 3rd level of the International Classification of Handicaps: the handicap]. Réseau International CIDIH, 2 (1), 9-32.
• Gervais N. (1995). Comparaison du profil des AVQ et de la mesure d’indépendance fonctionnelle: validité de trait. Montréal: Université de Montréal.
• Kielhofner, G. (1995). A Model of Human Occupation: Theory and Application. USA: Lippincott Williams & Wilkins.
• Klein, S., Barlow, I. & Hollis, V. (2008). Evaluating ADL measures from an occupational therapy perspective. Canadian Journal of Occupational Therapy, 75: 69-81.
• Lawton, P. (1983). Environment and other determinants of well-being in older people. The Gerontologist, 23, 349-357.
• Luria, A.R. (1973). The Working Brain – An Introduction to Neuropsychology. New York: Basic Books.
• Semkovska, M., Bedard, M.A., Godbout, L., Limoge, F., & Stip, E. (2004) Assessment of executive dysfunction during activities of daily living in schizophrenia. Schizophrenia Research, 69: 289-300

Voir la mesure

Comment obtenir le Profil des AVQ :

Le Profil des AVQ est disponible chez Les Éditions Émersion.

But

La ScreeningTesting for disease in people without symptoms.
for Self-Medication Safety Post-Stroke Scale (S-5) est un outil de dépistage à l’intention des cliniciens pour identifier la sécurité et la préparation de l’automédication auprès de patients ayant subi un AVC. L’outil peut également être utilisé par des professionnels de la santé pour faire des recommandations pour améliorer les compétences d’automédication des patients post-AVC (Kaizer, Kim, Van & Korner-Bitensky, 2010).

Revue détaillée

But de la mesure

La ScreeningTesting for disease in people without symptoms.
for Self-Medication Safety Post-Stroke Scale (S-5) est un outil de dépistage à l’intention des cliniciens pour identifier la sécurité et la préparation de l’automédication auprès de patients ayant subi un AVC (Kaizer, Kim, Van & Korner-Bitensky, 2010). C’est un test rapide et peu coûteux qui utilise un format d’entrevue à la façon d’une liste de vérification.

Versions disponibles

Il n’existe qu’une seule version de la ScreeningTesting for disease in people without symptoms.
for Self-Medication Safety Post-Stroke Scale (S-5), qui a été développée par Kaizer, Kim, Van et Korner-Bitensky en 2010.

Caractéristiques de la mesure

Items :

La S-5 est composée de 16 items qui évaluent cinq domaines :

• La cognition (orientation; rappel immédiat et différé de mémoire)
• La communication (compréhension; lecture)
• La fonction motrice
• La perception visuelle
• Le jugement/les fonctions exécutives/l’auto-efficacité.

Le patient doit être capable de répondre correctement à 2 des 3 premières questions concernant l’orientation dans le temps et l’espace afin de poursuivre avec le test de dépistage.

Cotation et interprétation du score :

Chaque item est coté selon une réponse par oui ou non. Il n’y a pas de score cumulatif. Un score correspondant à « non » sur un 1 item indique le besoin d’une évaluation plus approfondie en ce qui concerne ce domaine, ou il peut être utilisé pour orienter la planification des interventions pour remédier à cette difficulté.

Chaque item a une case « préoccupation », où le clinicien peut identifier toute préoccupation concernant cet item spécifique. Une section sommaire « Préoccupations et recommandations » à la fin de l’outil permet également au clinicien de consigner des préoccupations et des suggestions spécifiques.

Équipements :

• Un flacon de pilules avec un bouchon à l’épreuve des enfants
• Un flacon de pilules sans bouchon à l’épreuve des enfants
• Un flacon de pilules avec une étiquette de pharmacie : doit comprendre les informations généralement présentes sur une étiquette (nom du médicament, posologie, fréquence, le moment dans la journée lors duquel on doit prendre la médication et le nom d’une personne)
• Une bouteille de liquide avec un couvercle « pousser et tourner » et un récipient à médicament
• Une seringue sans aiguille
• Huit pilules blanches en forme de disque (ex. La forme d’une vitamine C)
• Une gélule bleue ou verte de forme ovale
• Une pilule orange de forme ovale
• Une petite et une plus grosse pilule blanche en forme de disque
• Trois objets : un crayon, une pièce de monnaie et une clé

Durée :

Il faut environ 10 minutes pour administrer la S-5.

Formation :

Aucune formation n’est spécifiée.

Sous-échelles :

Aucune.

Versions alternatives de la S-5

Non applicable

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

• Les clients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec

• Non spécifié.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Anglais

Sommaire

Que mesure l’outil ?	La sécurité de l’automédication.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ?	Les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ?	Dépistage.
Temps d’administration	Environ 10 minutes.
Versions	Il n’y a pas de versions alternatives.
Langues	Anglais.
Propriétés psychométriques
Fidélité	Test-retest : La fidélité test-retest de la S-5 est présentement à l’étude.
Validité	Contenu : L’outil ne prétend pas être une évaluation complète de la sécurité lors de l’automédication. Certaines tâches quotidiennes d’automédication ont été intentionnellement exclues en raison de son utilisation prévue en tant qu’outil de dépistage seulement. Par conséquent, la validité de contenu de cet outil a été qualifiée de satisfaisante. Critère : Concourante : La validité concourante n’a pas été examinée, car il n’existe actuellement aucun étalon de mesure pour évaluer la sécurité de l’automédication auprès de cette population. Construit : Groupes connus : La validité de groupes connus de la S-5 est présentement à l’étude.
Effets plancher/plafond	N’ont pas encore été examiné.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ?	N’a pas encore été examiné.
Acceptabilité	La S-5 est un test rapide et simple à administrer, avec peu d’équipement nécessaire et d’instructions spécifiques à suivre pour l’évaluateur.
Faisabilité	L’administration de la S-5 est rapide et facile et peut être effectuée par n’importe quel membre de l’équipe multidisciplinaire. Les commentaires formulés par des experts cliniciens et des patients indiquent un temps d’administration, un effort et une complexité acceptables.
Comment obtenir l’outil ?	Cliquer ici pour voir un exemplaire de la S-5 (en anglais).

Propriétés psychométriques

Résumé

Veuillez-vous référer à l’article de Kaizer et al. (2010) pour de l’information concernant les propriétés psychométriques de la S-5.

Références

• Kaizer, F., Kim, A., Van, M. T., & Korner-Bitensky, N. (2010). Creation and preliminary validation of the Screening for Self-Medication Safety Post-Stroke Scale (S-5). Journal of Rehabilitation Medicine, 42, 239-245.

Voir la mesure

Comment obtenir l’évaluation ?

Cliquez ici pour voir un exemplaire de la S-5 (en anglais).