Assessment of Motor and Process Skills (AMPS)

Évidence révisées en date du 26-11-2010
Auteur(s)* : Lisa Zeltzer, MSc OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Réviseur expert : Dianna Robertson, BSc OT, MSc OT (Thesis candidate)
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche

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.

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

Revue détaillée

But de 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/

Table des matières

DOC Screen

Évidence révisées en date du 30-04-2019
Auteur(s)* : Alexandra Matteau
Éditeur(s) : Annabel McDermott
Version française en traduction libre : Gabriel Plumier
Cohérence du contenu et de la traduction : Gabriel Plumier

But

Le DOC screen est un outil de dépistage qui peut être utilisé pour identifier les personnes à risque élevé de dépression, d’apnée obstructive du sommeil et de déficit cognitif suite à un AVC.

Revue détaillée

But de l’outil

Le DOC screen est un outil de dépistage qui peut être utilisé pour identifier les personnes à risque élevé de dépression, d’apnée obstructive du sommeil et de déficit cognitif suite à un AVC.

Versions disponibles

Le DOC screen a été développé par Swartz et al. et publié pour la première fois en 2013. L’outil a été développé en combinant et en modifiant trois courts tests de dépistage validés, le 2-item Patient Health Questionnaire (PHQ-2), le STOP questionnaire et une version en 10 points de la Montreal Cognitive Assessment (MoCA).

Caractéristiques de l’outil

Items :

Le DOC screen comprend trois tests de dépistage :

DOC – Humeur (PHQ-2)

Ce test comprend deux items dans le but de dépister la dépression. Le test évalue dans quelle mesure une personne a souffert d’humeur dépressive et d’anhédonie au cours des deux dernières semaines.

DOC – Apnée (STOP Questionnaire)

Ce test comprend quatre items dans le but de dépister l’apnée obstructive du sommeil : ronflement, fatigue pendant la journée, interruption de la respiration pendant le sommeil et hypertension.

DOC – Cog (version en 10 points de la MoCA)

Ce test comprend trois tâches dans le but de dépister les troubles cognitifs : le dessin d’horloge, l’abstraction, et le rappel de 5 mots (mémoire).

Cotation :

Chaque sous-échelle a une cotation différente et est interprétée indépendamment.

DOC – Humeur (score total 0-6)

Les deux items sont cotés de 0 à 3, le répondant étant invité à évaluer la fréquence à laquelle chaque symptôme s’est produit au cours des deux dernières semaines :

  • 0 = pas du tout
  • 1 = plusieurs jours
  • 2 = plus de la moitié des jours
  • 3 = presque tous les jours.

DOC – Apnée (score total 0-4)

Les quatre items sont cotés sur une échelle dichotomique (0 = non, 1 = oui), selon que le répondant éprouve ou non chaque symptôme.

DOC – Cog (score total 0-10)

Tâche de dessin d’horloge (0-3 points) : 1 point chacun est donné pour (i) le contour, (ii) les nombres, et (iii) les aiguilles de l’horloge.

Tâche d’abstraction (0-2 points) : 1 point est donné pour chaque paire d’items correctement répondu.

Tâche de rappel différé (0-5 points) : 1 point est donné pour chaque mot rappelé sans aucun indice.

Le score de chaque tâche est additionné pour calculer le score de la sous-échelle.

Chaque sous-échelle est ensuite additionnée pour obtenir un score total compris entre 0 et 20.

Une interprétation brute des scores et une interprétation de régression peuvent être obtenues à l’adresse http://www.docscreen.ca/

Temps :

Le DOC screen prend approximativement 5 minutes pour être complété.

Sous-échelles :

Le DOC screen comprend trois sous-échelles : DOC Humeur, DOC Apnée et DOC Cog.

Équipement :

Un crayon à mine et le formulaire de test sont nécessaires pour compléter le DOC screen.

Formation :

Aucune exigence de formation n’a été signalée. Le DOC screen peut être administré par toute personne capable de suivre correctement les instructions, mais doit être interprété par un professionnel de la santé qualifié.

Versions alternatives du DOC screen :

Une version alternative est disponible et utilise des mots différents pour les tâches de mémoire et d’abstraction. Cette version doit être utilisée si le patient a déjà été exposé à la MoCA ou au DOC screen pour minimiser les effets d’apprentissage associés à une administration répétée.

Le E-DOC screen est une version électronique de l’outil, qui est disponible sur le site Web du DOC screen. Le E-DOC screen n’a pas été validé.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec

  • Patients ayant subi une AVC.
  • Le Doc screen peut également convenir aux patients atteints d’autres troubles neurologiques et vasculaires comme la sclérose en plaques, la maladie d’Alzheimer, une déficience cognitive légère, la maladie de Parkinson ou un traumatisme cérébral. Cependant, aucune étude n’a été menée auprès de ces populations.

Ne devrait pas être utilisé avec

Bien qu’aucune contre-indication n’ait été signalée, certaines considérations doivent être prises en compte au moment de compléter le test :

  • Un traducteur, un membre de la famille ou un proche aidant peut assurer la traduction pour les patients qui ne parlent pas couramment l’anglais ;
  • Fournir une aide visuelle (p. ex. des lunettes) aux patients qui un problème de vision;
  • Parlez fort et clairement pour les patients malentendants ;
  • Les tâches motrices telles que l’activité de dessin de l’horloge peuvent être difficiles à réaliser pour les patients atteint de déficiences motrices – faites preuve d’un solide jugement clinique lors de la réalisation de cette tâche ;
  • Utiliser d’autres stratégies de communication pour les patients présentant de l’aphasie.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Anglais

Sommaire

Que mesure l’outil ? Dépression, apnée obstructive du sommeil et troubles cognitifs suite à un AVC.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage
Temps d’administration ? 5 minutes
Versions
  • DOC screen
  • E-DOC screen
  • Une deuxième version est disponible pour minimiser les effets d’apprentissage associés à l’administration répétée.
Langues Le DOC screen est seulement disponible en anglais.
Propriétés psychométriques
Fidélité Consistance interne :
Aucune étude n’a examiné la consistance interne du DOC screen.

Test-retest :
Aucune étude n’a examiné la fidélité test-retest du DOC screen.

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

Inter-juges :
Aucune étude n’a examiné la fidélité inter-juges du DOC screen.

Validité Critère :
Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante du DOC screen.

Prédictive :
Aucune étude n’a examiné la validité prédictive du DOC screen.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Aucune étude n’a examiné la validité convergente ou discriminante du DOC screen.

Groupes connus :
Aucune étude n’a examiné la validité de groupes connus du DOC screen. Cependant, une étude a examiné la sensibilité et la spécificité du DOC screen et a signalé qu’il est une mesure valide qui permet d’identifier de façon fiable les patients à risque élevé de dépression, d’apnée obstructive du sommeil et de déficience cognitive.

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets de plancher ou de plafond du DOC screen.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? N’a pas été documenté.
Acceptabilité Le DOC screen est un outil de dépistage standardisé qui convient aux patients ayant subi un AVC.
Faisibilité La mesure est brève, facile à évaluer, et ne nécessite aucune formation officielle. Une étude portant sur 1503 patients a démontré que 89 % des participants ont complété le test en 5 minutes ou moins.
Comment obtenir l’outil ?

Le DOC screen est gratuit pour une utilisation à des fins cliniques et éducatives.

Le manuel d’administration et les formulaires sont disponibles en ligne à l’adresse suivante http://www.docscreen.ca/

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du DOC screen auprès de personnes ayant subi un AVC. Une seule étude a été identifiée, qui a été publiée en partie par les concepteurs de la mesure. D’autres études sont nécessaires avant de pouvoir tirer des conclusions définitives sur la fidélité et la validité du DOC screen.

Effets plancher/plafond

Aucune étude n’a examiné les effets de plancher ou de plafond du DOC screen.

Fidélité

Consistance interne :
Aucune étude n’a examiné la consistance interne du DOC screen.

Test-retest :
Aucune étude n’a examiné la fidélité test-retest du DOC screen.

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

Inter-juges :
Aucune étude n’a examiné la fidélité inter-juges du DOC screen.

Validité

Critère :

Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante du DOC screen.

Prédictive :
Aucune étude n’a examiné la validité prédictive du DOC screen.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Aucune étude n’a examiné la validité convergente ou discriminante du DOC screen.

Groupes connus :
Aucune étude n’a examiné la validité de groupes connus du DOC screen.

Sensibilité au changement

Aucune étude n’a examiné la sensibilité au changement du DOC screen.

Sensibilité et spécificité :

Swartz et al (2017) ont examiné la sensibilité et la spécificité du DOC screen pour détecter la dépression, l’apnée obstructive du sommeil et la déficience cognitive à l’aide du calcul de l’aire sous la courbe (ASC) de la fonction d’efficacité du récepteur (receiver operating characteristic – ROC) et de l’approche à double score de seuil limite. Le DOC-Humeur a été comparé à la Structured Clinical Interview for DSM Disorders (SCID-D) et d’excellentes sensibilité (92 %) et spécificité (99 %) ont été relevées pour détecter la dépression (ASC = 0,898). Le DOC-Apnée a été comparé aux résultats de la polysomnographie (PSG) et d’excellentes sensibilité (95 %) et spécificité (96 %) ont été relevées pour la détection de l’apnée obstructive du sommeil (ASC = 0,660). Le DOC-Cog a été comparé au protocole de tests neuropsychologiques de 30 minutes proposé par Hachinski et al (2006), et d’excellentes sensibilité (100 %) et spécificité (95 %) ont été relevées pour détecter la déficience cognitive (ASC = 0,776).

Références

  • Hachinski, V., Iadecola, C., Petersen, R. C., Breteler, M. M., Nyenhuis, D. L., Black, S. E., … & Vinters, H. V. (2006). National Institute of Neurological Disorders and Stroke–Canadian stroke network vascular cognitive impairment harmonization standards. Stroke, 37 (9), 2220-2241.
  • Swartz, R. H., Cayley, M. L., Lanctôt, K. L., Murray, B. J., Cohen, A., Thorpe, K. E., … & Herrmann, N. (2017). The “DOC” screen: Feasible and valid screening for depression, Obstructive Sleep Apnea (OSA) and cognitive impairment in stroke prevention clinics. PloS one, 12 (4), e0174451.

Voir la mesure

Comment obtenir l’outil ?

Le manuel d’administration et les formulaires sont disponibles en ligne à l’adresse suivante : http://www.docscreen.ca/

Le DOC screen est gratuit pour une utilisation à des fins cliniques et éducatives, aucune autorisation n’est donc nécessaire.

Table des matières

Frenchay Activities Index (FAI)

Évidence révisées en date du 19-08-2008
Auteur(s)* : Lisa Zeltzer, MSc OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche
Cohérence du contenu et de la traduction : Gabriel Plumier

But

Le Frenchay Activities 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 Activities 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 participation 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 Stroke 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 participation 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 activities index for use with Stroke 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 Activities 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 Stroke 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 Stroke 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 Stroke 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.

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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 activities index for use with stroke patients. Age and Ageing, 12(2), 166-170.

Table des matières

Indice de Barthel

Évidence révisées en date du 07-10-2015
Auteur(s)* : Katie Marvin, PT ; Lisa Zeltzer, MSc OT
Éditeur(s) : Annabel McDermott, OT ; Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Sarah Perrino

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 Activities 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 Subscale ; la sous-échelle Fonctionnement Physique de la SF-36 ; l’Échelle d’équilibre de Berg ; la Fugl-Meyer Assessment Scale ; le Frenchay Activities 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 Stroke 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 Stroke 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 Activities of Daily Living Scale (NEADL) et du Frenchay Activities 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 Stroke 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 Activities 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 Stroke 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 Depression Scale (HADS), la London Handicap Scale (LHS), le Frenchay Activities 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 Stroke 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 Activities Indice (FAI) et du Stroke 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

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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.

Table des matières

Mesure de l’Indépendance Fonctionnelle (MIF)

Évidence révisées en date du 15-10-2011
Auteur(s)* : Lisa Zeltzer, MSc OT;
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Sara Maude Girard, erg.

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 Screening 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 Activities 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 stroke: 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 review. 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 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 Screening 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 stroke 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.

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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.

Table des matières

Multiple Errands Test (MET)

Évidence révisées en date du 08-05-2013
Auteur(s)* : Valérie Poulin, OT, PhD candidate ; Annabel McDermott, OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Réviseur expert : Deirdre Dawson, PhD OT
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

Le Multiple Errands Test (MET) évalue l’effet de déficits des fonctions exécutives sur le fonctionnement quotidien par un certain nombre de tâches de la vie réelle (ex. acheter des items spécifiques, recueillir et écrire des informations spécifiques, se rendre à un endroit donné). Les tâches sont effectuées dans un milieu hospitalier ou communautaire dans les limites de règles spécifiées. Le participant est observé pendant qu’il effectue le test et le nombre et le type d’erreurs sont notés (ex. transgression de règles, omissions).

Revue détaillée

But de la mesure

Le Multiple Errands Test (MET) évalue l’effet de déficits des fonctions exécutives sur le fonctionnement quotidien par un certain nombre de tâches de la vie réelle (ex. acheter des items spécifiques, recueillir et écrire des informations spécifiques, se rendre à un endroit donné). Les tâches sont effectuées dans un milieu hospitalier ou communautaire dans les limites de règles spécifiées. Le participant est observé pendant qu’il effectue le test et le nombre et le type d’erreurs sont notés (ex. transgression de règles, omissions).

Le Multiple Errands Test a été développé par Shallice et Burgess en 1991. La mesure visait à évaluer la capacité d’un patient à organiser l’exécution d’un certain nombre de tâches simples non structurées, tout en respectant plusieurs règles simples.

Voir ci-dessous la section des Versions alternatives pour de l’information concernant d’autres versions.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Le Multiple Errands Test original (Shallice et Burgess, 1991) était composé de huit items : six tâches simples (ex. acheter une miche de pain brun, acheter un paquet de pastilles pour la gorge), une tâche qui est en fonction du temps et une tâche qui comprend quatre sous-tâches (voir la section Description des tâches ci-dessous). Il convient de noter que le MET a initialement été conçu dans un contexte expérimental, et non comme une évaluation formelle.

Description des tâches :

Le Multiple Errands Test (Shallice et Burgess, 1991) était constitué de huit tâches écrites à accomplir dans une zone commerçante piétonne. Les tâches et les règles sont écrites sur une carte fournie au participant avant d’arriver à la zone commerciale. Sur les huit tâches, six tâches sont simples (ex. acheter une miche de pain brun, acheter un paquet de pastilles pour la gorge), la septième tâche exige que le participant soit à un lieu déterminé 15 minutes après avoir commencé le test et la huitième tâche est plus exigeante, car elle comprend quatre ensembles d’informations que le participant doit obtenir et écrire sur une carte postale :

  • Le nom du magasin qui est le plus susceptible d’avoir l’item le plus cher;
  • Le prix d’une livre de tomates;
  • Le nom de l’endroit le plus froid en Grande-Bretagne hier;
  • Le taux de change du franc français hier.

La carte inclut aussi les instructions et les règles, qui sont répétées au participant à son arrivée à la zone commerciale :

« Vous devez dépenser le moins d’argent possible (dans les limites du raisonnable) et prendre le moins de temps possible (sans précipitation excessive). Vous ne devez entrer dans aucun magasin à moins d’y acheter quelque chose. Veuillez dire à l’un de nous ce que vous avez acheté lorsque vous quittez un magasin. Vous ne devez pas utiliser quelque chose qui n’a pas été acheté dans la rue (autre qu’une montre) pour vous aider. Vous pouvez faire les tâches dans n’importe quel ordre.»

Cotation

Le participant est observé durant l’exécution du test et les erreurs sont notées selon les catégories suivantes :

  • Inefficacité : lorsqu’une stratégie plus efficace aurait pu être appliquée.
  • Transgression de règle : lorsqu’une règle spécifique (sociale ou explicitement mentionnée dans la tâche) est transgressée.
  • Mauvaise interprétation : lorsque les exigences d’une tâche particulière sont mal comprises.
  • Échec de la tâche : lorsqu’une tâche n’est pas effectuée ou n’est pas accomplie convenablement.

La durée de l’évaluation est notée et le nombre d’erreurs est calculé.

Versions alternatives du Multiple Errands Test

Différentes versions du MET ont été développées pour être utilisées dans certains hôpitaux (MET – Hospital Version et Baycrest MET), un petit centre commercial (MET – Simplified Version) et un environnement de réalité virtuelle (Virtual MET). Pour chacune de ces versions, douze tâches doivent être effectuées (ex. acheter des items spécifiques et recueillir des informations spécifiques), tout en respectant plusieurs règles.

MET – Hospital Version (MET-HV – Knight, Alderman & Burgess, 2002)

Le MET-HV a été développé pour être utilisé avec un plus grand éventail de participants que la version originale en adoptant des règles plus concrètes et des tâches plus simples. Les clients sont munis d’une feuille d’instruction qui les oriente explicitement à noter des renseignements désignés. Les clients doivent accomplir quatre ensembles de tâches simples, avec un total de douze sous-tâches distinctes :

  1. Le client doit effecteur six commissions spécifiques (acheter 3 items, utiliser le téléphone interne, récupérer une enveloppe à la réception et envoyer une lettre à une adresse externe).
  2. Le client doit obtenir et écrire quatre items de renseignements désignés (ex. l’heure d’ouverture d’un magasin le samedi).
  3. Le client doit rencontrer l’évaluateur à l’extérieur de la réception de l’hôpital 20 minutes après que le test a commencé et indiquer l’heure.
  4. Le client doit avertir l’évaluateur lorsqu’il finit le test.

Le MET-HV utilise neuf règles afin de réduire l’ambiguïté et simplifier les exigences relatives aux tâches (Knight et al., 2002). Les erreurs sont catégorisées selon les mêmes définitions que le MET original. Le test est précédé par (a) une question d’efficience cotée selon une échelle de Likert à extrémité pondérée de 10 points (« Que diriez-vous de votre efficacité avec des tâches comme magasiner, trouver de l’information et rencontrer des gens à l’heure ? ») et (b) une question de connaissances cotée selon une échelle de 4 points (« Comment diriez-vous que vous connaissez les terrains de l’hôpital ? »). À la fin, le client répond à une question cotée selon une échelle de 10 points (« Comment pensez-vous que vous avez fait avec la tâche ? »).

MET – Simplified Version (MET-SV – Alderman, Burgess, Knight & Henman, 2003)

Le MT-SV inclut quatre ensembles de tâches simples analogues à celles du MET original, toutefois, le MET-SV comprend trois principales modifications à la version originale :

  1. Des règles plus concrètes pour améliorer la clarté de la tâche et diminuer les risques de mauvaise interprétation;
  2. La simplification des exigences de la tâche; et
  3. De l’espace prévu sur la feuille d’instruction pour que le participant note les informations qu’il doit recueillir.

Le MET-SV a neuf règles qui sont plus explicites que le MET original et elles sont présentées clairement sur la feuille d’instruction.

Baycrest MET (BMET – Dawson, Anderson, Burgess, Cooper, Krpan & Stuss, 2009)

Le BMET a été développé avec une structure identique au MET-HV, sauf que certains items, certaines informations et un lieu de rencontre sont spécifiques à l’environnement de test (Baycrest Center, Toronto). Le BMET comprend douze items et huit règles. Le manuel de test fournit des instructions explicites incluant la collecte de matériels de test, la langue à utiliser pour décrire le test et une section prétest pour s’assurer que les participants comprennent les tâches. La cotation a été standardisée afin de permettre une capacité d’utilisation accrue. La feuille de cotation permet l’identification d’erreurs de tâches ou d’omissions spécifiques, d’autres inefficacités, transgressions de règles et utilisation de stratégies (veuillez contacter les auteurs pour de plus amples renseignements à propos du manuel : ddawson@research.baycrest.org).

Virtual MET (VMET) (Rand, Rukan, Weiss & Katz, 2009)

Le VMET a été développé dans le Virtual Mall, un environnement commercial virtuel fonctionnel de capture vidéo qui se compose d’un grand supermarché avec 9 allées. Le système inclut une seule caméra qui filme l’utilisateur et affiche son image dans l’environnement virtuel. Le VMET est une tâche d’achats complexe qui inclut le même nombre de tâches (items à acheter et information à obtenir) que le MET-HV. Toutefois, le client doit vérifier le contenu du panier à une heure précise au lieu de rencontrer l’évaluateur à une heure donnée. La réalité virtuelle permet à l’évaluateur de mesurer objectivement le comportement du client dans un environnement sécuritaire, contrôlé et écologiquement valide. Elle permet des expériences d’apprentissage multiples et l’adaptabilité de l’environnement et de la tâche selon les besoins du client.

Ce qu’il faut considérer avant de commencer :

Le MET s’effectue dans une zone commerciale de la vie réelle qui permet que des évènements imprévisibles mineurs surviennent.

Durée :

Il faut environ 60 minutes pour administrer le BMET (Dawson et al., 2009).

Formation :

Il est conseillé à l’évaluateur de lire le manuel du test et de se familiariser avec les procédures d’administration et de cotation du test

Équipements :

  • L’accès à une zone commerciale ou à un environnement de magasin virtuel
  • Stylo et papier
  • Feuille d’instruction (en fonction de la version utilisée)

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec

  • Le MET a été testé auprès de populations ayant des lésions cérébrales acquises, incluant des AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec

  • Le MET ne peut pas être administré à des patients qui sont confinés au lit.
  • Il faut que les participants aient des compétences linguistiques suffisantes.
  • Certaines tâches peuvent nécessiter une adaptation selon le contexte de réadaptation.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Le MET a été développé en anglais.

Sommaire

Que mesure l’outil ? L’effet de déficits des fonctions exécutives sur le fonctionnement quotidien.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Le Multiple Errands Test peut être utilisé avec des clients ayant subi un AVC, mais n’est pas limité à ceux-ci.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration Baycrest MET : environ 60 minutes (Dawson et al., 2009
Versions
  • Multiple Errands Test (MET – Shallice and Burgess, 1991)
  • MET – Simplified Version (MET-SV – Alderman et al., 2003)
  • MET – Hospital Version (MET-HV – Knight, Alderman & Burgess, 2002)
  • Virtual MET (Rand, Rukan, Weiss & Katz, 2009)
  • Baycrest MET (Dawson et al., 2009)
  • Version modifiée du MET-SV et du MET-HV (incluant 3 versions alternatives – Novakovic-Agopian et al., 2011, 2012)
Autres langues N/A
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Une étude a relevé une cohérence interne adéquate du MET-HV auprès d’un échantillon de patients ayant des lésions cérébrales chroniques acquises, incluant des AVC.

Test-retest :
Aucune étude n’a examiné la fidélité test-retest du MET auprès d’une population de patients ayant subi un AVC.

Intra-juge :
Aucune étude n’a examiné la fidélité intra-juge du MET auprès d’une population de patients ayant subi un AVC.

Inter-juges :
– Une étude a relevé une excellente fidélité inter-juges du MET-HV auprès d’un échantillon de patients ayant des lésions cérébrales chroniques acquises, incluant des AVC.
– Une étude a relevé une fidélité inter-juges allant d’adéquate à excellente du BMET auprès d’un échantillon de patients ayant des lésions cérébrales chroniques acquises, incluant des AVC.

Validité Contenu :
Aucune étude n’a examiné la validité de contenu du MET auprès d’une population de patients ayant subi un AVC.

Critère :
Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante du MET auprès d’une population ayant subi un AVC.

Prédictive :
Une étude a examiné la validité prédictive du MET-HV auprès d’un échantillon de patients ayant des lésions cérébrales acquises, incluant des AVC, et a relevé des corrélations allant de faibles à adéquates entre le rendement au MET-HV au moment du congé et la participation communautaire mesurée par le Mayo-Portland Adaptability Inventory (MPAI-4).

Construit :
Convergente/Discriminante :
– Trois études* ont examiné la validité convergente du MET-HV et ont relevé d’excellentes corrélations avec le Modified Wisconsin Card Sorting Test (MWCST), la batterie Behavioural Assessment of Dysexecutive Syndrome (BADS), le Dysexecutive Questionnaire (DEX), le questionnaire AVD et le domaine Cognitif de la MIF ; et une corrélation adéquate avec le Rivermead Behavioural Memory Test (RBMT).
– Une étude* a examiné la validité convergente du MET-SV et a relevé des corrélations adéquates avec la Weschler Adult Intelligence ScaleRevised Full Scale IQ (WAIS-R FSIQ), le MWCST, le BADS et le Cognitive Estimates test ; et des corrélations allant de faibles à adéquates avec le DEX.
– Une étude* a examiné la validité convergente du BMET et a relevé des corrélations allant d’adéquates à excellentes avec le Sickness Impact Profile et l’Assessment of Motor and Process Skills.
– Trois études* ont examiné la validité convergente du VMET et ont relevé d’excellentes corrélations avec le MET-HV, le BADS, le questionnaire AVD, le Semantic Fluencies test, le Tower of London test, le Trail Making Test, le Corsi’s supra-span test, le Street’s Completion Test et le Test of Attentional Performance.
*Note : Les corrélations entre le MET et d’autres mesures des fonctions exécutives usuelles et des Activités de la vie domestique utilisées dans cette étude appuient également la validité écologique du MET.

Groupes connus :
– Deux études ont relevé que le MET-HV est en mesure de faire la distinction entre les individus ayant des lésions cérébrales acquises (incluant des AVC) et les adultes en bonne santé ; et entre les adultes âgés en bonne santé et les jeunes adultes en bonne santé.
– Une étude a relevé que le MET-SV est en mesure de faire la distinction entre les clients ayant des lésions cérébrales, incluant des AVC, et des adultes en bonne santé.
– Une étude a relevé que le BMET est en mesure de faire la distinction entre les clients ayant subi un AVC et les adultes en bonne santé.
– Trois études ont relevé que le VMET est en mesure de faire la distinction entre les clients ayant subi un AVC et les adultes en bonne santé ; et entre les adultes âgés en bonne santé et les jeunes adultes en bonne santé.

Sensibilité/Spécificité :
– Une étude a relevé une sensibilité de 85% et une spécificité de 95% lors de l’utilisation d’un score seuil ≥ 7 erreurs au MET-HV avec des clients ayant des lésions cérébrales chroniques acquises, incluant des AVC.
– Une étude a relevé une sensibilité de 82% et une spécificité de 93,5% lors de l’utilisation d’un score seuil ≥ 12 erreurs au MET-SV avec des clients ayant des lésions cérébrales, incluant des AVC.

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets plancher/plafond du MET.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? La sensibilité au changement du MET n’a pas été formellement évaluée, toutefois :
– Une étude a utilisé une version modifiée du MET-HV et du MET-SV pour mesurer le changement à la suite d’une intervention ;
– Une étude a utilisé le MET-HV et le VMET pour détecter le changement dans les compétences multitâches de clients ayant subi un AVC, à la suite d’une intervention.
Acceptabilité Le MET fournit une évaluation fonctionnelle des fonctions exécutives, car il permet aux clients de participer à des activités de la vie réelle.
Faisabilité L’administration du MET requiert l’accès à une zone commerciale, ce qui n’est pas toujours réalisable dans un contexte clinique typique. Certaines tâches peuvent nécessiter une adaptation selon le contexte de réadaptation. La durée d’administration peut être longue. La validité écologique est appuyée.
Comment obtenir l’outil ?

Le Baycrest MET est disponible auprès de l’auteur : ddawson@research.baycrest.org

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été menée pour identifier les publications sur les propriétés psychométriques du Multiple Errands Test (MET) pertinentes pour une population de patients ayant subi un AVC. Sur les dix études examinées, huit études comprenaient une population mixte de patients ayant des lésions cérébrales acquises, incluant des AVC. Les études ont examiné les propriétés psychométriques du MET original, de l’Hospital Version (MET-HV), de la Simplified Version (MET-SV), du Baycrest MET (BMET) et du Virtual MET (VMET), comme indiqué dans les résumés ci-dessous. Bien que les recherches indiquent que le MET démontre une validité et une fidélité adéquate dans les populations ayant des lésions cérébrales acquises, incluant des AVC, de nouvelles recherches concernant la sensibilité au changement de la mesure sont justifiées.

Effets plancher/plafond

Aucune étude n’a examiné les effets de plancher ou de plafond du MET.

Fidélité

Cohérence interne :
Knight, Alderman & Burgess (2002) ont calculé la cohérence interne du MET-HV auprès d’un échantillon de 20 patients ayant une lésion cérébrale chronique acquise (lésion cérébrale traumatique, n = 12 ; AVC, n = 5 ; lésion cérébrale traumatique et AVC, n = 3) et de 20 sujets témoins en bonne santé appariés quant au sexe, à l’âge et au QI, en utilisant un alpha de Cronbach. La cohérence interne s’est avérée adéquate (α = 0,77).

Test-retest :
Aucune étude n’a examiné la fidélité test-retest du MET.

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

Inter-juges :
Knight, Alderman & Burgess (2002) ont calculé la fidélité inter-juges des catégories d’erreurs du MET-HV auprès d’un échantillon de 20 patients ayant une lésion cérébrale chronique acquise (lésion cérébrale traumatique, n =12 ; AVC, n = 5 ; lésion cérébrale traumatique et AVC, n= 3) et de 20 sujets témoins en bonne santé appariés quant au sexe, à l’âge et au QI, en utilisant des coefficients de corrélation intraclasse (CCI). Les participants ont été évalués par deux évaluateurs. La fidélité inter-juges s’est avérée excellente (CCI allant de 0,81-1,00). La catégorie d’erreur « transgression de règles » a démontré la plus forte fidélité inter-juges (CCI = 1,00).

Dawson, Anderson, Burgess, Cooper, Krpan et Stuss (2009) ont examiné la fidélité inter-juges du BMET auprès de clients ayant subi un AVC (n = 14), ou ayant une lésion cérébrale traumatique (n = 13), et des témoins appariés en bonne santé (n = 25), en utilisant des CCI et des modèles à effets aléatoires à deux facteurs. Les participants ont été évalués par 2 évaluateurs. La fidélité inter-juges allait d’adéquate à excellente pour les 5 mesures sommaires utilisées : moyenne du nombre de tâches complétées correctement (CCI = 0,80), moyenne du nombre de règles respectées (CCI = 0,71), moyenne du nombre d’erreurs totales (CCI = 0,82), moyenne du nombre total de règles transgressées (CCI = 0,88) et moyenne du nombre de demandes d’aide (CCI = 0,71).

Validité

Contenu :
Shallice & Burgess (1991) ont évalué le MET auprès d’un échantillon de 3 patients ayant une lésion cérébrale traumatique qui ont démontré un rendement supérieur à la moyenne sur les mesures d’aptitude générale et un rendement normal ou presque normal sur les tests du lobe frontal, et de 9 témoins appariés quant à l’âge et au QI. Les participants ont été suivis par deux observateurs et ont été cotés selon le nombre d’erreurs (inefficacité, transgression de règles, mauvaise interprétation, échec de la tâche et score total) et une observation qualitative. Les patients ont démontré un rendement qualitativement et quantitativement altéré, en particulier concernant la transgression de règles et l’inefficacité. Le sous-test le plus difficile s’est avéré la partie la moins sensible de la procédure et présentait des difficultés à la fois pour les patients et les sujets témoins.

Critère :
Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante du MET auprès de la population ayant subi un AVC.

Prédictive :
Maier, Krauss et Katz (2011) ont examiné la validité prédictive du MET-HV en relation avec la participation communautaire auprès d’un échantillon de 30 patients atteints de lésions cérébrales acquises, incluant des AVC (n = 19). La participation communautaire a été mesurée à l’aide de l’échelle participation Index (M2PI) du Mayo-Portland Adaptability Inventory (MPAI-4), complétés en dyade par le participant et son proche aidant. Le MET-HV a été administré 1 semaine avant le congé de la réadaptation et le M2PI a été administré 3 mois après le congé. Les analyses ont été effectuées à l’aide des corrélations de Pearson et du contrôle de corrélations partielles pour l’état cognitif à l’aide des scores du domaine Cognitif de la MIF. Tel que prévu, les scores d’erreur les plus élevés du MET-HV ont corrélés aux restrictions plus importantes dans la participation communautaire. Des corrélations adéquates ont été relevées entre le score total du M2PI et le score total d’erreur du MET-HV des participants et des proches aidants (respectivement, r = 0,403, 0,510), les inefficacités (respectivement, r = 0,353, 0,524) et les infractions aux règles (respectivement, r = 0,361, 0,449). La capacité du score d’erreur total du MET de prédire le score du M2PI est demeurée significative, mais faible après le contrôle des corrélations partielles pour l’état cognitif à l’aide des scores du domaine Cognitif de la MIF (r = 0,212).

Construit :
Convergente/Discriminante :
Knight, Alderman et Burgess (2002)* ont examiné la validité convergente du MET-HV en le comparant avec des tests de QI et de fonctionnement cognitif, des tests traditionnels du lobe frontal et des tests de fonction exécutive écologiquement sensibles, auprès d’un échantillon de 20 patients atteints de lésions cérébrales chroniques acquises (traumatisme cérébral, n = 12 ; AVC, n = 5, TCC et ACV, n = 3). Les tests de QI et de fonctionnement cognitif comprenaient le National Adult Reading TestRevised Full Scale Intelligence Quotient (NART-R FSIQ), la Weschler Adult Intelligence ScaleRevised Full Scale Intelligence Quotient (WAIS-R FSIQ), l’Adult Memory and Information Processing Battery (AMIPB), le Rivermead Behavioural Memory Test (RBMT) et la Visual Objects and Space Perception battery (VOSP). Les tests du lobe frontal comprenaient le Cognitive Estimates Test (CET), le Modified Card Sorting Test (MCST), le Tower of London Test (TOLT) et des versions de tests de manipulation et d’alternance des mains. Les tests des fonctions exécutives écosensibles comprenaient le Behavioural Assessment of the Dysexecutive Syndrome battery (BADS) et le Test of Everyday Attention (TEA) Map Search and Visual Elevator tasks. Le questionnaire Dysexecutive (DEX) a également été utilisé auprès des proches aidants en raison d’un manque d’introspection des personnes atteintes de lésions cérébrales. Après un ajustement de Bonferroni, d’excellentes corrélations ont été relevées entre le pourcentage d’erreurs persévérantes du MCST avec les ruptures de règle MET-HV (r=0,66) et les erreurs totales du MET-HV (r=0,67). D’excellentes corrélations ont été relevées entre le score du profil BADS et les échecs des tâches du MET-HV (r = -0,58), les échecs d’interprétation (r = 0,64) et les erreurs totales (r = -0,57). D’excellentes corrélations ont également été relevées entre le facteur d’intentionnalité DEX et les échecs des tâches du MET-HV (r = 0,70). De plus, la relation entre le MET-HV et le DEX a été réévaluée pour contrôler d’éventuels effets confondants ; le contrôle de la variable d’âge, la familiarité et la fonction de mémoire relatives aux échecs des tâches du MET-HV ont donné d’excellentes corrélations entre le score total DEX (r = 0,79) et l’inhibition DEX (r = 0,69), l’intentionnalité (r = 0,76) et la mémoire exécutive (r = 0,67). Des corrélations adéquates ont été relevées entre le score du profil RBMT et le nombre d’échecs des tâches du MET-HV (r=-0.57). Aucune corrélation significative n’a été notée entre le MET et les autres tests de QI et de fonction cognitive (MET-HV, NART-R FSIQ, WAIS-R FSIQ, AMIPB, VOSP), de même qu’avec les autres tests du lobe frontal (fluidité verbale, CET, TOLT, manipulation et alternance des mains), les autres tests écologiquement sensibles (TEA Map Search and Visual Elevator tasks) et les autres facteurs DEX (effet positif, effet négatif).
Note : Les corrélations initiales ont été mesurées en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson et les niveaux de signification ont ensuite fait l’objet d’un ajustement de Bonferroni pour tenir compte des comparaisons multiples ; les résultats présentés indiquent des corrélations significatives après l’ajustement de Bonferroni.

Rand, Rukan, Weiss & Katz (2009a)* ont examiné la validité convergente du MET-HV en le comparant à des mesures des fonctions exécutives et des Activités de la vie domestique auprès d’un échantillon de 9 patients en phase subaiguë ou chronique de récupération post-AVC, en utilisant les coefficients de corrélation de Spearman. Les fonctions exécutives ont été mesurées en utilisant le BADS Zoo Map test et les Activités de la vie domestique ont été mesurées en utilisant le questionnaire AVD. D’excellentes corrélations négatives ont été relevées entre le BADS Zoo Map test et les mesures du MET-HV quant au nombre total d’erreurs (r = -0,93), d’erreurs partielles dans l’accomplissement de tâches (r = -0,80), d’erreurs de non-efficience (r = -0,86) et du temps pour accomplir le MET (r = -0,79). D’excellentes corrélations ont également été relevées entre le questionnaire AVD et le nombre d’erreurs de transgression de règles (r = 0,80) et le nombre total d’erreurs (r = -0,76) du MET-HV.

Maier, Krauss & Katz (2011)* ont examiné la validité convergente du MET-HV en le comparant au score du domaine Cognitif de la MIF auprès d’un échantillon de 30 patients ayant des lésions cérébrales acquises, incluant des AVC (n = 19), en utilisant une analyse de corrélation de Pearson. Une excellente corrélation négative a été relevée entre le score d’erreurs totales du MET-HV et le score du domaine Cognitif de la MIF (r = -0,67).

Alderman, Burgess, Knight et Henman (2003)* ont examiné la validité convergente du MET-SV en le comparant avec des tests de QI, de fonction exécutive et de capacités exécutives quotidiennes auprès de 50 clients atteints de lésions cérébrales, incluant des AVC (n=9). Les tests neuropsychologiques comprenaient le WAIS-R FSIQ, le BADS, le Cognitive Estimates Test, le FAS verbal fluency test, une version modifiée du Wisconsin Card Sorting Test (MWCST) et le DEX. Des corrélations adéquates ont été relevées entre les erreurs d’échec des tâches du MET-SV et WAIS-R FSIQ (r = -0,32), les erreurs persévérantes du MWCST (r = 0,39), le score du profil BADS (r = -0,46) et les sous-tests Zoo-Map (r = -0,46) et le Six Element Test (r = -0,41). Des corrélations adéquates ont également été relevées entre les ruptures de règles sociales du MET-SV et les estimations cognitives (r = -0,33), et entre les ruptures de règles de tâches du MET-SV, les ruptures de règles sociales et les ruptures de règles totales et le sous-test BADS Action Program (respectivement, r = -0,42, -0,40 et -0,43). Des corrélations négatives allant de faibles à adéquates ont été relevées entre les ruptures des règles DEX et MET-SV (r = -0,30), les échecs de tâches (r = -0,25) et les erreurs totales (r = -0,37).

Dans une analyse de sous-groupe d’individus ayant des lésions cérébrales qui ont réussi les tests habituels de fonctions exécutives, mais qui ont échoué le MET-SV (n = 17), des corrélations allant d’adéquates à excellentes ont été relevées entre l’inefficacité au MET-SV et les facteurs DEX d’intentionnalité et d’affect négatif (r = 0,59; -0,76) ; la mauvaise interprétation au MET-SV et l’inhibition et le total au DEX (r = -0,67; -0,57) ; le total et la transgression de règles réelles au MET-SV et l’inhibition (r = -0,70; 0,66), l’intentionnalité (r = 0,60; 0,64) et le total (r = -0,57; 0,59) au DEX ; la transgression de règles sociales au MET-SV et l’affect positif et négatif au DEX (r = 0,79; -0,59) ; l’échec de la tâche au MET-SV et l’inhibition et l’affect positif au DEX (r = -0,58; -0,52), les erreurs totales au MET-SV et l’intentionnalité au DEX (r = 0,67).

Dawson et al (2009)* ont examiné la validité convergente du BMET en le comparant avec d’autres mesures d’AVD et de la fonction quotidienne auprès de 14 clients ayant subi un AVC, en utilisant la corrélation de Pearson. Parmi les autres mesures, mentionnons le DEX (autre rapport significatif), le Stroke Impact Profile (SIP), l’Assessment of Motor and Process Skills (AMPS) et le Mayo Portland Adaptability Inventory (MPAI) (autre rapport significatif). D’excellentes corrélations ont été relevées entre le nombre de rupture de règles du BMET et les scores du domaine Physique (r = 0,78) et Comportement affectif (r = 0,64) du SIP, et le score du domaine Moteur de l’AMPS (r = -0,75). Une corrélation adéquate a été relevée entre le temps de BMET jusqu’à la fin du programme et le score du domaine Physique du SIP (r = 0,54).

Rand et al. (2009a)* ont examiné la corrélation négative du questionnaire IADL entre le BADS Zoo Map et la mesure de résultat d’erreurs de non-efficience au VMET (r = -0,87), et entre l’IADL et le nombre total d’erreurs au VMET (r = -0,82).

Rand et al (2009a)* ont examiné la validité convergente du VMET en le comparant avec le test BADS Zoo Map et le questionnaire AVD avec le même échantillon de 9 patients en phase subaiguë et chronique de récupération post-AVC, en utilisant des coefficients de corrélation Spearman. Une excellente corrélation négative a été relevée entre le test BADS Zoo Map et la mesure du VMET pour les d’erreurs de non-efficience (r = -0,87), et entre le quationnaire AVD et le nombre total d’erreurs du VMET (r = -0,82).

Rand et al. (2009a) ont également examiné les relations entre les scores du VMET et ceux au MET-HV en utilisant les coefficients de corrélation de Spearman et de Pearson. Chez les patients ayant subi un AVC, d’excellentes corrélations ont été relevées entre les mesures du MET-HV et du VMET pour le nombre total d’erreurs (r = 0,70), les erreurs partielles dans l’accomplissement de tâches (r = 0,88) et les erreurs de non-efficience (r = 0,73). L’analyse de l’ensemble de la population a indiqué des corrélations allant d’adéquates à excellentes entre les mesures du MET-HV et du VMET pour le nombre total d’erreurs (r = 0,77), les erreurs complètes d’accomplissement d’une tâche (r = 0,63), les erreurs partielles dans l’accomplissement de tâches (r = 0,80), les erreurs de non-efficience (r = 0,72) et l’utilisation de stratégies (r = 0,44), mais pas pour les erreurs de transgression de règles.

Raspelli et al (2010) ont examiné la validité convergente du VMET en le comparant avec des tests neuropsychologiques auprès de 6 clients ayant subi un AVC et 14 sujets sains. Les mesures du VMET comprenaient le temps, la recherche d’item dans le bon secteur, l’attention soutenue, le maintien de la séquence et l’absence de persévérance. Les tests neuropsychologiques comprenaient le Trail Making Test, le Corsi spatial memory supra-span test, le Street’s Completion Test, le Semantic Fluencies et le Tower of London test. D’excellentes corrélations ont été relevées entre la variable « temps » du VMET et le Semantic Fluencies test (r = -0,87) et le Tower of London test (r = -0,82) ; entre la variable « objet recherché dans la bonne zone » du VMET et le Trail Making Test (r = 0.96) ; et entre les variables « attention soutenue », « séquence maintenue » et « aucune persévérance » du VMET et le Corsi spatial memory supra-span test (r = 0,84) et le Street’s Completion Test (r = -0,86).

Raspelli et al (2012) ont examiné la validité convergente du VMET en le comparant avec le Test of Attentional Performance (TEA) auprès de 9 clients ayant subi un AVC. Les mesures du VMET comprenaient le temps, les erreurs, les inefficacités, les ruptures de règles, les stratégies, les échecs d’interprétation et les échecs de tâches partielles. Les auteurs ont relevé d’excellentes corrélations entre la variable « temps » du VMET, les inefficacités et les erreurs totales, et le TEA (intervalle r = -0,67 à 0,81).
Note : D’autres tests neurophysiologiques ont été administrés, mais les corrélations ne sont pas documentées (le Mini Mental Status Examination (MMSE), l’Inventaire de dépression de Beck (IDB), le State and Trait Anxiety Index (STAI), le Behavioural Inattention Test (BIT) – le Star Cancellation Test, le Brief Neuropsychological Examination (ENB) – le Token Test, le Street’s Completion Test, le Stroop Colour-Word Test, l’Iowa Gambling Task, le DEX et l’ADL/IADL Tests).
*Note : Les corrélations entre le MET et d’autres mesures des fonctions exécutives habituelles et des Activités de la vie domestique appuient également la validité écologique du MET (comme indiqué par les auteurs de ces articles).

Groupes connus :
Knight, Alderman & Burgess (2002) ont examiné la validité des groupes connus du MET-HV auprès d’un échantillon de 20 patients ayant une lésion cérébrale chronique acquise (lésion cérébrale traumatique, n = 12 ; AVC, n = 5; lésion cérébrale traumatique et AVC, n =3) et de 20 sujets témoins en bonne santé (membres du personnel hospitalier) appariés quant au sexe, à l’âge et au QI*. Les clients ayant une lésion cérébrale ont fait beaucoup plus de transgressions de règles (p = 0,002) et d’erreurs totales (p < 0,0001), et ont accompli beaucoup moins de tâches (p < 0,001) que les sujets témoins. Les clients ayant une lésion cérébrale ont utilisé beaucoup plus de stratégies, telles que regarder une carte (p = 0,008) et lire les enseignes (p = 0,006), bien que l’utilisation de stratégies ait eu peu d’effet sur le rendement au test. Le test a été en mesure de faire la distinction entre les individus ayant une lésion cérébrale acquise et les témoins en bonne santé.
* Le QI a été mesuré en utilisant le National Adult Reading TestRevised Full Scale Intelligence Quotient (NART-R FSIQ).

Rand et al. (2009a) ont examiné la validité des groupes connus du MET-HV auprès de 9 patients en phase subaiguë et chronique de récupération post-AVC, 20 jeunes adultes en bonne santé, et 20 adultes âgés en bonne santé, en utilisant le Kruskal Wallis H. Les patients ayant subi un AVC ont fait plus d’erreurs que les adultes âgés sur les mesures du VMET ; erreurs totales, erreurs dans l’accomplissement de tâches, erreurs partielles dans l’accomplissement de tâches, et erreurs de non-efficience, mais pas d’erreurs de transgression de règles ou d’erreurs d’utilisation de stratégies. Les adultes âgés ont fait plus d’erreurs que les jeunes adultes sur les mesures du VMET ; erreurs totales, erreurs partielles dans l’accomplissement de tâches et erreurs de non-efficience, mais pas d’erreurs dans l’accomplissement de tâches, d’erreurs de transgression de règles ou d’erreurs d’utilisation de stratégies.

Alderman et al. (2003) ont examiné la validité des groupes connus du MET-SV auprès de 46 individus sans antécédent de maladie neurologique (membres du personnel hospitalier) et 50 clients ayant des lésions cérébrales, dont des AVC (n = 9), en utilisant une série de tests t. Les clients ayant une lésion cérébrale ont significativement fait plus de transgression de règles (t = 4,03), d’échec de la tâche (t = 10,10), d’erreurs totales (t = 7,18) et de transgression de règles sociales (chi carré = 4,3) que les individus sans antécédent de maladie neurologique. Les résultats concernant les erreurs ont été préservés lorsque des comparaisons entre groupes ont été répétées en utilisant l’âge, la familiarité et la capacité cognitive (mesurée par le NART-R FSIQ) comme covariables (respectivement, F = 11,79 ; 40,82 ; 27,92). Une différence significative dans l’échec de la tâche a été relevée entre les groupes après avoir covarié l’âge, le QI (mesuré par le WAIS-R FSIQ) et la familiarité avec le centre commercial (F = 11,57). Les clients ayant une lésion cérébrale ont fait environ trois fois plus d’erreurs que les individus en santé. Pour les deux groupes, la transgression de règles et l’échec de la tâche se sont avérées les erreurs les plus communes.

Dawson et al. (2009) ont examiné la validité des groupes connus du BMET auprès de 14 clients ayant subi un AVC et 13 témoins appariés en bonne santé, en utilisant une série de tests t. Les clients ayant subi un AVC ont significativement obtenu de moins bons résultats sur le nombre de tâches accomplies correctement (d = 0,84 ; p < 0,05), la transgression de règles (d = 0,92 ; p < 0,05) et le total d’échecs (d = 1,05 ; r < 0,01). La proportion de membres du groupe qui ont accompli moins de 40% (< 5) des tâches correctement s’est également avérée significativement différente entre les deux groupes (28% des clients ayant subi un AVC vs 0% des témoins appariés en bonne santé, p < 0,05).
Note : d correspond à l’ampleur de l’effet ; les ampleurs de l’effet ≥ 0,7 sont considérés comme grandes.

Rand et al. (2009a) ont examiné la validité des groupes connus du VMET auprès d’un échantillon de 9 patients en phase subaiguë et chronique de récupération post-AVC, 20 jeunes adultes en bonne santé, et 20 adultes âgés en bonne santé, en utilisant le Kruskal Wallis H. Les patients ayant subi un AVC ont fait plus d’erreurs que les adultes âgés sur toutes les mesure du VMET, sauf pour les erreurs de transgression de règles. Les adultes âgés ont fait plus d’erreurs que les jeunes adultes sur tous les résultats au VMET, sauf pour les erreurs d’utilisation de stratégies.

Raspelli et al. (2010) ont examiné la validité des groupes connus du VMET auprès de 6 clients ayant subi un AVC et 14 sujets en bonne santé. Des différences significatives entre les groupes ont été relevées au niveau du temps pris pour accomplir la tâche (plus élevé chez les sujets en bonne santé), et dans l’erreur partielle « Objectif de la tâche maintenu jusqu’à la fin ».

Raspelli et al. (2012) ont examiné la validité des groupes connus du VMET auprès de 9 clients ayant subi un AVC, 10 jeunes adultes en bonne santé, et 10 adultes âgés en bonne santé, en utilisant les procédures Kruskal-Wallis. Les résultats ont démontré que les clients ayant subi un AVC ont obtenu des cotes inférieures aux adultes âgés au niveau du temps et des erreurs au VMET, et que les adultes âgés ont obtenu des cotes inférieures aux jeunes adultes au niveau du temps et des erreurs au VMET.

Sensibilité/Spécificité :
Knight, Alderman & Burgess (2002) ont étudié la sensibilité et la spécificité du MET-HV auprès d’un échantillon de 20 patients ayant une lésion cérébrale chronique acquise (lésion cérébrale traumatique, n = 12 ; AVC, n = 5 ; lésion cérébrale traumatique et AVC, n = 3) et de 20 sujets témoins en bonne santé appariés quant au sexe, à l’âge et au QI*. Un score seuil de ≥ 7 erreurs (c’est-à-dire le 5e percentile d’erreurs totales des sujets témoins) a conduit à une identification correcte de 85% des participants ayant une lésion cérébrale acquise (85% de sensibilité, 95% de spécificité).
* Le QI a été mesuré en utilisant le National Adult Reading TestRevised Full Scale Intelligence Quotient (NART-R FSIQ).

Alderman et al. (2003) ont examiné la sensibilité et de la spécificité du MET-SV auprès de 46 individus sans antécédent de maladie neurologique, et de 50 clients ayant des lésions cérébrales, incluant des AVC (n = 9). L’utilisation d’un score seuil de ≥ à 12 erreurs (c’est-à-dire le 5e percentile des témoins) a conduit à définir 44% de sensibilité (c’est-à-dire la classification correcte des clients ayant une lésion cérébrale) et 95,3% de spécificité (c’est-à-dire la classification correcte des individus en bonne santé). Les auteurs soulignent que la dérivation d’une mesure unique fondée que sur le nombre d’erreurs omet de considérer les différences qualitatives intergroupes du rendement. Par conséquent, les scores d’erreurs ont été recalculés pour tenir compte de la « normalité » du type d’erreur, avec une pondération d’erreurs en fonction de la prévalence dans le groupe de témoins en bonne santé (erreurs acceptables observées chez 95% des témoins en bonne santé = 1 ; erreurs démontrées par ≥ 5% des témoins en bonne santé = 2 ; erreurs propres au groupe de patients = 3). L’utilisation d’un score seuil de ≥ à 12 erreurs (5e percentile des témoins) a conduit à définir 82% de sensibilité et 93,5% de spécificité. Le MET-SV s’est avéré plus sensible que les tests habituels des fonctions exécutives (Cognitive Estimates, FAS Verbal Fluency, MWCST) et les scores de catégories d’erreurs du MET-SV se sont avérés hautement prédictifs des cotes de symptômes exécutifs des patients qui ont réussi les tests habituels des fonctions exécutives, mais qui ont échoué la tâche de magasinage du MET-SV.

Sensibilité au changement

Deux études ont utilisé le MET (MET-HV, VMET et la version modifiée du MET-HV et du MET-SV) pour mesurer le changement à la suite d’une intervention.

Novakovic-Agopian et al. (2011) ont développé une version modifiée du MET-HV et du MET-SV destinée à être utilisée dans des milieux hospitaliers locaux. Ils ont développé trois formes alternatives qui ont été utilisées dans une étude pilote examinant l’effet de la formation d’autorégulation attentionnelle axée sur les objectifs auprès d’un échantillon de 16 patients ayant des lésions cérébrales chroniques, incluant un AVC ou une hémorragie cérébrale (n = 3). Un schéma croisé pseudo-aléatoire a été utilisé. Durant les 5 premières semaines, un groupe (groupe A) a complété la formation d’autorégulation attentionnelle axée sur les objectifs, alors que l’autre groupe (groupe B) n‘a reçu qu’une séance d’enseignement éducatif de 2 heures. Dans la phase subséquente, les conditions ont été échangées, de telle sorte que le groupe B a reçu la formation d’objectifs, alors que ceux dans le groupe A ont reçu l’enseignement éducatif. À la 5e semaine, le groupe qui a reçu la formation d’objectifs en premier a démontré une réduction significative d’échecs de la tâche (p < 0,01), alors que le groupe qui a reçu la séance éducative n’a démontré aucune amélioration significative dans les scores au MET. De la 5e semaine à la 10e semaine, aucun changement significatif n’a été relevé sur les scores du MET dans aucun des deux groupes.

Rand, Weiss et Katz (2009b) ont utilisé le MET-HV et le VMET pour détecter le changement dans les compétences multitâches de 4 clients en phase subaiguë de récupération post-AVC, après une intervention de réalité virtuelle utilisant le supermarché virtuel VMall. Les clients ont démontré un rendement amélioré sur les deux mesures à la suite de 3 semaines d’entraînement multitâches en utilisant le supermarché virtuel VMall.

Références

  • Alderman, N., Burgess, P.W., Knight, C., & Henman, C. (2003). Ecological validity of a simplified version of the multiple errands shopping test. Journal of the International Neuropsychological Society, 9, 31-44.
  • Dawson, D.R., Anderson, N.D., Burgess, P., Cooper, E., Krpan, K.M., & Stuss, D.T. (2009). Further development of the Multiple Errands Test: Standardized scoring, reliability, and ecological validity for the Baycrest version. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 90, S41-51.
  • Knight, C., Alderman, N., & Burgess, P.W. (2002). Development of a simplified version of the Multiple Errands Test for use in hospital settings. Neuropsychological Rehabilitation, 12(3), 231-255.
  • Maier, A., Krauss, S., & Katz, N. (2011). Ecological validity of the Multiple Errands Test (MET) on discharge from neurorehabilitation hospital. Occupational Therapy Journal of Research: Occupation, Participation and Health, 31(1) S38-46.
  • Novakovic-Agopian, T., Chen, A.J.W., Rome, S., Abrams, G., Castelli, H., Rossi, A., McKim, R., Hills, N., & D’Esposito, M. (2011). Rehabilitation of executive functioning with training in attention regulation applied to individually defined goals: A pilot study bridging theory, assessment, and treatment. The Journal of Health Trauma Rehabilitation, 26(5), 325-338.
  • Novakovic-Agopian, T., Chen, A. J., Rome, S., Rossi, A., Abrams, G., Dʼesposito, M., Turner, G., McKim, R., Muir, J., Hills, N., Kennedy, C., Garfinkle, J., Murphy, M., Binder, D., Castelli, H. (2012). Assessment of Subcomponents of Executive Functioning in Ecologically Valid Settings: The Goal Processing Scale. The Journal of Health Trauma Rehabilitation, 2012 Oct 16. [Epub ahead of print]
  • Rand, D., Rukan, S., Weiss, P.L., & Katz, N. (2009a). Validation of the Virtual MET as an assessment tool for executive functions. Neuropsychological Rehabilitation, 19(4), 583-602.
  • Rand, D., Weiss, P., & Katz, N. (2009b). Training multitasking in a virtual supermarket: A novel intervention after stroke. American Journal of Occupational Therapy, 63, 535-542.
  • Raspelli, S., Carelli, L., Morganti, F., Poletti, B., Corra, B., Silani, V., & Riva, G. (2010). Implementation of the Multiple Errands Test in a NeuroVR-supermarket: A possible approach. Studies in Health Technology and Informatics, 154, 115-119.
  • Raspelli, S., Pallavicini, F., Carelli, L., Morganti, F., Pedroli, E., Cipresso, P., Poletti, B., Corra, B., Sangalli, D., Silani, V., & Riva, G. (2012). Validating the Neuro VR-based virtual version of the Multiple Errands Test: Preliminary results. Presence, 21(1), 31-42.
  • Shallice, T. & Burgess, P.W. (1991). Deficits in strategy application following frontal lobe damage in man. Brain, 114, 727-741.

Voir la mesure

Comment obtenir le Multiple Errands Test ?

Voir les documents ci-dessous pour les instructions de test de la Simplified Version (MET-SV) et de l’Hospital Version (MET-HV) :

  • Alderman, N., Burgess, P.W., Knight, C., & Henman, C. (2003). Ecological validity of a simplified version of the multiple errands shopping test.Journal of the International Neuropsychological Society, 9, 31-44.
  • Knight, C., Alderman, N., & Burgess, P.W. (2002). Development of a simplified version of the Multiple Errands Test for use in hospital settings.Neuropsychological Rehabilitation, 12(3), 231-255.

Le Baycrest MET peut être obtenu en contactant l’auteur : ddawson@research.baycrest.org

Table des matières

Profil des AVQ

Évidence révisées en date du 14-12-2012
Auteur(s)* : Valérie Poulin ; Vanessa Barfod, BA
Éditeur(s) : Annabel McDermott, OT. ; Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Réviseur expert : Carolina Bottari, erg. PhD
Version française en traduction libre : Sarah Perrino

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 3e 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 5e 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.

Table des matières

Reintegration to Normal Living Index (RNLI)

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

But

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

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

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

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

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

Versions disponibles

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

Caractéristiques de l’outil

Items :

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

Cotation :

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

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

Durée :

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

Sous-échelles :

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

Équipement :

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

Formation :

Le RNLI ne requière pas de formation pour être administrée.

Versions alternatives du Reintegration to Normal Living Index

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

Clientèle cible

Peut être utilisé avec

  • Les patients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec

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

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

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

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

Sommaire

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

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

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

Inter-juges :
Aucune étude n’a examiné la fidélité inter-juges du RNLI.

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

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

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

Comment obtenir l’outil ? Le RNLI est disponible en cliquant ici.

Propriétés psychométriques

Résumé

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

Effets plancher/plafond

Ils n’ont pas encore été documentés.

Fidélité

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Validité

Contenu :

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

Construit :

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Sensibilité au changement

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

Références

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

Voir la mesure

Vous pouvez obtenir le RNLI en cliquant ici.

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

Table des matières

Screening for Self-Medication Safety Post-Stroke Scale (S-5)

Évidence révisées en date du 07-01-2011
Auteur(s)* : Annabel McDermott, OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

La Screening 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).

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

Revue détaillée

But de la mesure

La Screening 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 Screening 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

Voir la mesure

Comment obtenir l’évaluation ?

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

Table des matières

Stroke Impact Scale (SIS)

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

But

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

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

Revue détaillée

But de la mesure

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

Versions disponibles

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

Caractéristiques de la mesure

Items :

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

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

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

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

Instructions de l’administration des items :

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

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

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

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

Cotation :

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Durée :

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

Sous-échelles :

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

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

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

Équipements :

Seulement l’échelle et un crayon sont nécessaires.

Formation:

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

Versions alternatives de la SIS

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

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

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

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

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

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

Ne devrait pas être utilisé avec :

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

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

La SIS a été initialement développée en anglais.

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

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

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

Sommaire

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

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

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

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

Test-retest :
SIS 2.0 : Une étude a relevé une fidélité test-retest allant d’adéquate à excellente dans tous les domaines, à l’exception du domaine Émotion.

Validité Critère :
Concourante :
SIS 2.0 :
Excellentes corrélations avec l’Indice de Barthel, la FMA, la Lawton Instrumental Activities of Daily Living (IADL) Scale, la Duke Mobility Scale et l’Échelle de dépression gériatrique ; corrélations allant d’adéquates à excellentes avec la MIF ; corrélations adéquates avec le NIHSS et le MMSE ; et des corrélations allant de faibles à excellentes avec la SF-36.

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

SIS-16 :
Peut discriminer entre les patients de divers degrés de sévérité de l’AVC.

Effets plancher/plafond Trois études ont examiné les effets plancher / plafond de la SIS.

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

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

SIS-16 :
Une étude n’a signalé aucun effet de plancher et des effets minimes de plafonnement.

Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Cinq études ont examiné la sensibilité au changement de la SIS.

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

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

SIS-16 :
Une étude a relevé que les scores de changement de 23,1 indiquaient une amélioration statistiquement significative de l’admission au moment du congé, et que la sensibilité au changement était importante.

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

Veuillez cliquer ici pour voir un exemplaire en anglais de la SIS.

Propriétés psychométriques

Résumé

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

Effets plancher/plafond

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

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

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

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

Fidélité

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

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

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

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

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

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

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

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

Validité

Contenu :

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

Critère :

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Construit :

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

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

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

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

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

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

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

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

Sensitivité et Spécificité :

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

Sensibilité au changement

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

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

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

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

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

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

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Voir la mesure

Comment obtenir la SIS ?

Veuillez cliquer ici pour obtenir un exemplaire de la SIS (en anglais).

Cet instrument a été développé par :

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

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

Table des matières

Toronto Bedside Swallowing Screening Test (TOR-BSST©)

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

But

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

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

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

Versions disponibles

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

Caractéristiques de l’outil de mesure

Items :

Le TOR-BSST© est composé de 5 items :

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

Cotation :

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

Ce qu’il faut considérer avant de commencer :

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

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

Durée :

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

Formation :

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

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

Équipement :

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

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

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

Ne devrait pas être utilisé avec:

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

Langues de la mesure

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

Sommaire

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

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

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

Inter-juges :
Deux études ont relevé une excellente fidélité inter-juges du TOR-BSST©.

Validité Contenu :
L’élaboration du TOR-BSST© a nécessité la génération d’items à partir d’un examen systématique et d’une réduction subséquente des items, en combinaison avec une consultation avec des orthophonistes experts.

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

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

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

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

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

Propriétés psychométriques

Résumé

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

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

Effets plancher/plafond

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

Fidélité

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

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

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

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

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

Validité

Contenu :

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

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

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

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

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

Critère :

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

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

Construit :

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

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

Sensibilité et spécificité :

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

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

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

Références

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

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Comment obtenir le TOR-BSST© ?

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Autres mesures de la dysphagie :

Évaluations instrumentales :

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

Évaluations cliniques au chevet du patient :

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

Outils de dépistage :

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