Activities-specific Balance Confidence Scale (ABC Scale)

Évidence révisées en date du 30-11-2020
Auteur(s)* : Annabel Wildschut
Éditeur(s) : Annie Rochette
Réviseur expert : Johanne Filiatrault, erg., Ph.D.
Version française en traduction libre et cohérence du contenu : Gabriel Plumier

But

L‘Activities-specific Balance Confidence Scale (Échelle ABC) est un questionnaire structuré qui mesure la confiance d’un individu lors de l’exécution d’activités sans perdre l’équilibre.

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 » (ScaleLadder), « Évaluation » (Assessment) ou « Mesure » (Measure) – sont traduits en français par le genre féminin.

Revue détaillée

But de la mesure

L‘Activities-specific Balance Confidence Scale (Échelle ABC) est un questionnaire structuré qui mesure la confiance d’un individu lors de l’exécution d’activités sans perdre l’équilibre.

Versions disponibles

L’Échelle ABC été élaborée en 1995 en utilisant un échantillon de convenance de 15 cliniciens (physiothérapeutes et ergothérapeutes) et de 12 patients en physiothérapie âgés de plus de 65 ans. Les cliniciens ont été invités à « nommer les 10 activités les plus importantes essentielles à la vie autonome qui, tout en nécessitant un changement de position ou de la marche, serait sécuritaire et sans danger pour la plupart des personnes âgées ». La même question a été posée aux personnes âgées, en plus de la question : « Avez-vous peur de tomber lors d’activités quotidiennes normales et, le cas échéant, quelles sont ces activités ?» (Powell et Myers, 1995). Les items ont été choisis pour inclure un certain nombre d’activités difficiles à réaliser pouvant potentiellement présenter un certain danger. Un continuum de réponse de 0 à 100% a été choisi pour évaluer l’auto-efficacité.

Une version modifiée de l’Échelle ABC (ABC-Simplified – ABC-S) a été développée pour (a) améliorer la convivialité en simplifiant la question de repère et le format de réponse ; et (b) améliorer la concordance de l’échelle avec les stratégies de santé publique visant la prévention des chutes en supprimant la dernière question concernant « la marche à l’extérieur sur des trottoirs glacés » (Filiatrault et al., 2007). Les propriétés psychométriques de l’ABC-S ont été testées auprès d’un échantillon de 197 aînés vivant dans la communauté. L’ABC-S a démontré une grande cohérence interne (indice de fidélité de 0,86) et une bonne validité convergente (associations statistiquement significatives avec l’équilibre perçu ; la performance en position unipodale ; en position un pied devant l’autre ; la marche un pied devant l’autre : la portée fonctionnelle et la portée latérale – côté droit, la peur de tomber et l’occurrence des chutes au cours des 12 derniers mois). Les analyses ont également démontré différents degrés de difficulté entre les items, permettant de déterminer la hiérarchie des items de l’échelle. Cependant, aucun test de l’échelle ABC-S n’a été effectué auprès d’une population ayant subi un AVC.

Une version à 6 items de l’Échelle ABC (ABC-6) a également été développée pour l’utilisation en clinique et en recherche. Elle comprend 6 activités de l’Échelle ABC originale sur lesquelles les participants ont le moins confiance (Peretz et al., 2006). Dans une étude menée auprès d’un échantillon de 35 aînés vivant dans la communauté, elle s’est avérée être une mesure valide et fidèle de la confiance en son équilibre chez les adultes âgés vivant dans la communauté. L’échelle pourrait également distinguer les niveaux de confiance entre les individus ayant subi ou non des chutes (Schepens et coll., Goldberg et Wallace, 2010). À ce jour, aucun test psychométrique de la version à 6 items de l’Échelle ABC n’a été effectué avec une population d’AVC.

Caractéristiques de la mesure

Items originaux :
L’Échelle ABC se compose de 16 questions qui exigent que le patient évalue sa confiance qu’il ne perdra pas l’équilibre ou qu’il ne deviendra pas instable tout en exécutant les activités suivantes :

  1. Marcher autour de la maison
  2. Monter ou descendre les escaliers
  3. Se pencher pour ramasser une pantoufle à l’avant d’un placard
  4. Atteindre une petite boîte sur une étagère au niveau des yeux
  5. Se tenir sur la pointe des pieds et atteindre quelque chose au-dessus de sa tête
  6. Debout sur une chaise pour atteindre quelque chose
  7. Balayer le sol
  8. Marcher à l’extérieur de la maison vers une voiture garée dans l’allée
  9. Entrer ou sortir d’une voiture
  10. Marcher à travers un stationnement au centre commercial
  11. Monter ou descendre une rampe
  12. Marcher dans un centre commercial bondé où les gens passent rapidement
  13. Être bousculé par des gens qui se déplacent à travers un centre commercial
  14. Monter ou descendre d’un escalier roulant tout en tenant la rampe
  15. Marche ou arrêt sur un escalier roulant tout en tenant des colis (de sorte de ne pas être en mesure de tenir la rampe)
  16. Marcher à l’extérieur sur des trottoirs glacés

Si le patient n’exécute pas actuellement l’activité, il lui est demandé d’imaginer à quel point il pourrait être confiant s’il devait effectuer l’activité. Si le patient utilise normalement un appareil d’aide à la mobilité pour effectuer l’activité, il lui est demandé d’évaluer son niveau de confiance comme s’il utilisait cette aide pendant l’activité.

Cotation :
Il est demandé au patient d’évaluer sa confiance dans l’exercice de ses activités sans perdre son équilibre ou devenir instable. L’échelle originale est une échelle de réponse continue de 0% à 100%. Cependant, dans une publication plus récente, Myers (1999) a remplacé l’échelle de réponse continue de 0% à 100% par une échelle de réponse à 11 points qui comprend 10% d’incréments d’ancrage (0%, 10%, …, 100 %).

0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100%
Aucune

confiance

Confiance totale

Le score total est calculé en additionnant les scores de l’item et en divisant le total par 16 (c’est-à-dire le nombre d’items). Ce score total varie de 0% à 100%.

Myers et al. (1998) utilisent les seuils suivants pour définir le niveau de fonctionnement chez les personnes âgées actives :

  • Inférieur à 50% : faible niveau de fonctionnement physique
  • 50-80% : niveau de fonctionnement physique modéré
  • Au-dessus de 80% : niveau élevé de fonctionnement physique

Que considérer avant de commencer :
L’Échelle ABC fournit une mesure subjective de la confiance en son équilibre. Les scores ne sont pas basés sur l’observation de la performance par le clinicien. Les cliniciens devraient également tenir compte de facteurs tels que l’estime de soi et la perspicacité lors de l’utilisation de l’Échelle ABC.

Durée :
L’Échelle ABC originale prend environ de 10 à 20 minutes pour être administrer.

Formation :
Aucune exigence d’entraînement n’a été spécifiée pour l’Échelle ABC.

Équipement :
L’Échelle ABC est un questionnaire structuré qui ne nécessite pas d’équipement spécifique.

Versions alternatives de l’Activities-specific Balance Confidence Scale

Aucune.

Clientèle cible

Peut être utilisée avec :
Les personnes ayant subi AVC et d’autres affections neurologiques (Moore et al., 2014)
Les personnes atteintes de troubles vestibulaires (Jarlsater & Mattsson, 2003)
Les personnes avec une amputation du membre inférieur (Miller, Deathe & Speechley, 2003)
Les personnes atteintes de la maladie de Parkinson (Franchignoni et al., 2014)
Les personnes âgées vivant dans la communauté (Myers et coll., 1996, Myers et coll., 1998, Filiatrault et coll., 2007)

Ne devrait pas être utilisée avec :
Les personnes ayant une connaissance limitée de leurs troubles de l’équilibre. Elle n’est pas recommandée pour les personnes qui n’ont pas pour objectif de réadaptation d’améliorer leur confiance en leur équilibre (Moore et al., 2018).

En quelle langue la mesure est-elle disponible ?

Canadien français (Salbach et al., 2006, Filiatrault et al., 2007)
Chinois (Hsu & Miller, 2006, Mak et al., 2007)
Néerlandais (van Heuvelen et al., 2005)
Anglais (Powell et Myers, 2005)
Allemand (Schott, 2008)
Hindi (Moiz et al., 2017)
Coréen (Jang et al., 2003)
Portugais (Marques et al., 2013)
Suédois (Nilsagard & Forsberg, 2012)
Turc (Karapolat et al., 2010)

Sommaire

Que mesure l’outil ? Confiance auto-perçue face à sa mobilité.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? L’Échelle ABC peut être utilisée avec, mais sans s’y limiter, les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Outil de dépistage.
Temps d’administration 10-20 minutes.
Domaine de la CIF Activité
Versions ABC-CF (Salbach et al., 2006)
ABC-Simplified (Filiatrault et al., 2007)
ABC-6 (Peretz et al,2006)
Autres langues Canadien français, Chinois, Néerlandais, Allemand, Hindi, Coréen, Portugais, Suédois, Turc.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
– Deux études ont relevé une cohérence interne élevée de l’Échelle ABC auprès d’une population ayant subi un AVC (Botner et al, 2005, Salbach et al, 2006).
– Une étude a relevé une cohérence interne élevée de l’Échelle ABC-CF auprès d’une population ayant subi un AVC (Salbach et al, 2006).
– Une étude a relevé une cohérence interne élevée d’une traduction suédoise de l’Échelle ABC auprès d’une population ayant subi un AVC (Nilsagard & Forsberg, 2012).
Test-retest :
Une étude a examiné la fidélité test-retest de l’Échelle ABC auprès d’une population ayant subi un AVC et a relevé une excellente fidélité test-retest du score total et une fidélité test-retest allant d’adéquate à excellente (Botner et al, 2005).
Intra-juge :
La fidélité intra-juge de l’Échelle ABC n’a pas été examinée.
Inter-juges :
La fidélité inter-juges de l’échelle ABC n’a pas été examinée.
Validité Contenu :
Une étude a mené une analyse factorielle de l’Échelle ABC auprès d’une population ayant subi un AVC et les résultats ont révélé deux facteurs : les activités perçues à faible risque et les activités perçues à haut risque (Botner et al, 2005).
Critère :
Concourante :
La validité concourante de l’Échelle ABC n’a pas été examinée auprès d’une population ayant subi un AVC.
Prédictive :
La validité prédictive de l’Échelle ABC n’a pas été examinée auprès d’une population ayant subi un AVC.
Construit :
Convergente/Discriminante :
– Trois études (Botner et al., 2005, Salbach et al., 2006, Nilsagard et Forsberg, 2012) ont examiné la validité convergente de l’Échelle ABC auprès d’une population ayant subi un AVC et ont relevé : une corrélation adéquate avec l’Échelle d’équilibre de Berg (EEB), la Vitesse de marche, le Test de marche de 6 minutes (6MWT), l’Indice de Barthel (IB), la Functional Ambulation Categories (FAC) et le Rivermead Mobility Index modifié (RMI) ; et des corrélations négatives adéquates avec le test Timed Up and Go (TUG) et le Test de marche sur 10 mètres. Les corrélations avec la sous-échelle Fonction physique de la Medical Outcomes Study 36-Item Short-Form Health Survey (SF-36 PF) variait d’excellentes à faibles.
– Deux études (Salbach et al., 2006, Nilsagard & Forsberg, 2012) ont examiné la validité discriminante de l’Échelle ABC auprès d’une population ayant subi un AVC et ont relevé : une corrélation adéquate avec l’échelle visuelle analogue EQ-5D (EQ EVA) ; une corrélation négative adéquate avec l’Échelle de dépression gériatrique (ÉDG) ; et une faible corrélation avec le score de la SF-36.
– Une étude (Salbach et al., 2006) a examiné la validité convergente / discriminante de l’Échelle ABC-CF et a relevé: une excellente corrélation avec le EQ EVA ; une excellente corrélation négative avec le ÉDG ; des corrélations adéquates avec la SF-36 PF, l’EEB, la Vitesse de marche, le 6MWT et l’IB ; et une corrélation négative adéquate avec le TUG.
Groupes connus :
La validité des groupes connus de l’Échelle ABC n’a pas été examinée auprès d’une population ayant subi un AVC.
Effets plancher/plafond Une étude (Salbach et al., 2006) n’a noté aucun effet de plancher ou de plafond pour le score total de l’Échelle ABC ou ABC-CF auprès d’un échantillon de patients en phase subaiguë ou chronique de récupération d’un AVC, mais a relevé un effet de plancher pour 3 items et un effet de plafond pour 8 items des deux échelles.
Sensibilité/spécificité N’ont pas été examinées.
Est-ce que l’outil est sensible au changement ? Aucune étude n’a relevé de sensibilité aux changement de l’Échelle ABC auprès d’une population ayant subi un AVC.
Acceptabilité L’Échelle ABC est non invasive et rapide à administrer. Les items sont considérés comme reflétant des activités de la vie réelle.
Faisabilité L’échelle ABC est gratuite et convient à l’administration dans divers contextes. L’évaluation nécessite un minimum d’équipement spécialisé ou de formation.
Comment obtenir l’outil ? La version imprimée de l’échelle peut être librement reproduite pour la formation des étudiants, la recherche et les pratiques cliniques dans lesquelles les thérapeutes et les assistants utilisent l’échelle pour évaluer moins de 1000 patients par an. Contacter le principal développeur et détenteur des droits d’auteurs, Dr.Anita Myers: amyers@uwaterloo.ca.

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été effectuée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques de l’Activities-specific Balance Confidence (Échelle ABC). Alors que de nombreuses études ont été menées sur l’utilisation de l’Échelle ABC auprès de diverses populations, cette revue aborde spécifiquement les propriétés psychométriques de l’Échelle ABC auprès de personnes ayant subi un AVC. Trois études ont été identifiées (Salbach, Mayo, Hanley, Richards et Wood-Dauphinee, 2006 ; Botner, Miller et Eng, 2005 ; Nilsagard et Forsberg, 2012). L’article original de Powell & Myers (1995) a également été inclus dans cette revue, mais veuillez noter que cette étude utilise une population mixte d’adultes vivant dans la communauté et de patients recevant des services de physiothérapie, le nombre de participants ayant subi un AVC n’a pas été spécifié.

Effets plancher/plafond

Salbach et al. (2006) ont examiné les effets de plancher et de plafond de l’Échelle ABC et de l’Échelle ABC-CF auprès d’un échantillon de 86 participants (respectivement, n = 51 et 35) en phase subaiguë et chronique de récupération d’un AVC et présentant des déficits résiduels de marche. Les auteurs ont relevé un effet de plancher (où plus de 20% des participants ont déclaré « non confiance » ou 0%) pour 3 items des deux échelles ; et un effet de plafond (où plus de 20% des participants ont déclaré « confiance totale » ou 100%) pour 8 items des deux échelles. Il n’y avait aucun effet plancher / plafond pour le score total de l’une ou l’autre échelle.

Botner et al. (2005) ont signalé que plus de 80% de leur échantillon d’étude (n = 77 participants en phase chronique de récupération d’un AVC) ont obtenu entre 40% et 80%, ce qui suggère des effets minimaux de plancher ou de plafond de leur échantillon.

Fidélité

L’Échelle ABC a été élaborée à l’aide d’un échantillon de convenance de 15 cliniciens (physiothérapeutes et ergothérapeutes) et de 12 patients en physiothérapie âgés de plus de 65 ans (Powell et Myers, 1995).

Cohérence interne :
Powell et Myers (1995) ont examiné la cohérence interne de l’Échelle ABC auprès d’un échantillon de 102 adultes vivant dans la communauté, âgés de plus de 65 ans, et d’un échantillon de convenance de 18 patients en physiothérapie à mobilité élevée, et de 7 patients à mobilité réduite en utilisant l’alpha de Cronbach. Les auteurs ont relevé une cohérence interne élevée (a = 0,96). La suppression progressive de chaque item n’a pas modifié la cohérence interne.

Botner et al. (2005) ont examiné la cohérence interne de l’Échelle ABC auprès d’un échantillon de 77 participants en phase chronique de récupération d’un AVC, en utilisant l’alpha de Cronbach. Les résultats ont révélé une cohérence interne élevée (a = 0,94). La suppression par étapes des items n’a pas modifié la cohérence interne (a = 0,93 – 0,94).

Salbach et al. (2006) ont examiné la cohérence interne de l’Échelle ABC et de l’échelle ABC-CF auprès d’un échantillon de 86 participants (respectivement, n = 51 et 35) en phase subaiguë et chronique de récupération d’un AVC et présentant des déficits résiduels de marche. Les auteurs ont relevé une cohérence interne élevée pour les deux échelles (respectivement, a = 0,94, 0,93), mesurée en utilisant l’alpha de Cronbach. La suppression progressive de chaque item n’a pas amélioré la cohérence interne de l’une ou l’autre échelle.

Nilsagard et Forsberg (2012) ont examiné la consistance interne d’une traduction suédoise de l’Échelle ABC auprès d’un échantillon de 37 patients en phase aiguë et subaiguë de récupération d’un AVC, en utilisant de l’alpha de Cronbach. Les participants ont été testés à une seconde reprise trois mois plus tard (n = 31). Les auteurs ont signalé une cohérence interne élevée aux deux moments (respectivement, a = 0,97, 0,94).

Fidélité absolue :
Salbach et al. (2006) ont examiné la fidélité absolue de l’Échelle ABC et de l’échelle ABC-CF auprès d’un échantillon de 86 participants (respectivement, n = 51 et 35) en phase subaiguë et chronique de récupération d’un AVC et présentant des déficits résiduels de marche. L’erreur type (standard error) de l’Échelle ABC était de 5,05 et celle de l’Échelle ABC-CF était de 5,13.

Évolutivité (Scalability) ;
Powell et Myers (1995) ont examiné l’évolutivité de l’Échelle ABC auprès d’un échantillon de 102 adultes vivant dans la communauté, âgés de plus de 65 ans, et d’un échantillon de convenance de 18 patients en physiothérapie à mobilité élevée, et de 7 patients à mobilité réduite. L’évolutivité englobait (a) l’absence d’éléments idiosyncratiques ; (b) la capacité des items à discriminer entre les répondants ; et (c) la présence d’une relation fixe entre les items. La hiérarchie a été mesurée à l’aide du Mokken’s Stochastic Cumulative Scaling program (MSP) qui a révélé une forte échelle cumulative (coefficient H = 0,59) et une excellente fidélité (coefficient Rho = 0,95).

Test-retest :
Powell et Myers (1995) ont examiné la fidélité test-retest sur 2 semaines de l’Échelle ABC auprès d’un échantillon de 21 personnes âgées vivant dans la communauté. Les résultats ont révélé une excellente fidélité globale test-retest (r = 0,92, p <0,001). Les corrélations entre les scores test-retest n’étaient pas significatives pour deux items (Entrer ou sortir d’une voiture, r = 0,19, Marcher autour de la maison, r = 0,36).

Botner, Miller et Eng (2005) ont examiné la fidélité test-retest sur 4 semaines de l’Échelle ABC avec un échantillon de 24 participants en phase chronique de récupération d’un AVC, en utilisant des coefficients de corrélation intra-classe. Les résultats ont indiqué une excellente fidélité test-retest du score total (CCI = 0,85 ; CI 95% 0,68-0,93) et une fidélité test-retest des items allant d’adéquate à excellente (CCI entre 0,53 et 0,93).

Intra-juge :
Aucune étude n’a examiné la fidélité intra-juge de l’Échelle ABC car l’administration de l’échelle ne repose pas sur l’observation d’un clinicien de la performance du patient.

Inter-juges :
Aucune étude n’a examiné sur la fidélité inter-juges de l’Échelle ABC car l’administration de l’échelle ne repose pas sur l’observation d’un clinicien de la performance du patient.

Validité

Contenu :
Botner, Miller et Eng (2005) ont mené une analyse factorielle de l’Échelle ABC auprès d’un échantillon de 77 participants en phase chronique de récupération d’un AVC, en utilisant l’analyse des composantes principales avec une rotation Varimax. Les résultats ont révélé deux composantes :
Facteur 1: activités perçues à faible risque (9 items, 55,7% de la variance); et
Facteur 2: activités perçues à haut risque (6 items, 12,9% de la variance).
Un item (Balayer le sol) a coté presque également sur les deux composants.

Critère :
Concourante :
Powell et Myers (1995) ont examiné la validité concourante de l’Échelle ABC en la comparant à la Falls Efficacy Scale (FES) auprès d’un échantillon de 102 adultes vivant dans la communauté, âgés de plus de 65 ans, et d’un échantillon de convenance de 18 patients en physiothérapie à mobilité réduite et de 7 patients à mobilité réduite. Une corrélation adéquate a été relevée entre les deux échelles (r = 0,84, p <0,001).

Prédictive :
Aucune étude n’a examiné sur la validité prédictive de l’Échelle ABC.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Powell et Myers (1995) ont examiné la validité convergente de l’Échelle ABC auprès d’un échantillon de 102 adultes vivant dans la communauté, âgés de plus de 65 ans, et d’un échantillon de convenance de 18 patients en physiothérapie à mobilité élevée, et de 7 patients à mobilité réduite. La validité convergente a été mesurée en comparant l’Échelle ABC avec la Physical Self-Efficacy Scale (PSES). Une corrélation adéquate (r = 0,49, p <0,001) a été relevée le score des deux échelles ; et une excellente corrélation a été relevée entre l’Échelle ABC et la sous-échelle évaluant les Capacités physiques de la PSES (r = 0,63, p <0,001). Aucune corrélation significative n’a été notée entre l’Échelle ABC et la sous-échelle évaluant l’Auto-présentation générale de la PSES (r = 0,03).

Powell et Myers (1995) ont examiné la validité discriminante de l’Échelle ABC auprès d’un échantillon de 102 adultes vivant dans la communauté, âgés de plus de 65 ans, et d’un échantillon de convenance de 18 patients en physiothérapie à mobilité élevée, et de 7 patients à mobilité réduite. La validité discriminante a été mesurée en comparant l’Échelle ABC à la Positive and Negative Affectivity Scale (PANAS). Les résultats étaient non significatifs entre le score total de l’Échelle ABC et celui de la PANAS, ainsi que sur les scores d’Affects positifs et d’Affects négatifs.

Botner, Miller et Eng (2005) ont examiné la validité convergente de l’Échelle ABC auprès d’un échantillon de 77 participants en phase chronique de récupération d’un AVC, en utilisant le coefficient de corrélation de Spearman. La validité convergente a été mesurée en comparant l’Échelle ABC avec l’Échelle d’équilibre de BERG (EEB) et la Vitesse de marche. Les résultats ont démontré une corrélation adéquate avec les deux mesures (EEB : r = 0,36, p <0,001, Vitesse de marche : r = 0,48, p <0,001).

Salbach et al. (2006) ont examiné la validité convergente de l’Échelle ABC et de l’Échelle ABC-CF auprès d’un échantillon de 86 participants (respectivement, n = 51, 35) en phase subaiguë et chronique de récupération d’un AVC et présentant des déficits résiduels de marche, en utilisant les coefficients de corrélation de Spearman et les intervalles de confiance associés. La validité convergente a été mesurée par comparaison les deux échelles avec l’EEB, le Test de marche sur 5 mètres (vitesse de marche confortable et maximale), le Timed Up and Go (TUG), le Test de marche de 6 minutes (6MWT), l’Indice de Barthel (IB), la sous-échelle évaluant la Fonction physique de la Medical Outcomes Study 36-Item Short-Form Health Survey (SF-36 PF), l’Échelle de dépression gériatrique (ÉDG) et l’échelle visuelle analogique EQ-5D (EQ EVA). L’Échelle ABC a démontré une excellente corrélation avec la sous-échelle Fonction physique (SF-36 PF : r = 0,60) ; des corrélations adéquates avec l’État de santé perçu (EQ EVA : r = 0,52) ; la Fonction d’équilibre (EEB : r = 0,42) ; la Vitesse de marche (maximale : r = 0.43 ; confortable : r = 0.42) ; la Capacité de marche fonctionnelle (6MWT : r = 0.40) et l’Indépendance fonctionnelle (IB : r = 0.37) ; des corrélations négatives adéquates avec la Mobilité fonctionnelle (TUG : r = -0.34) et les Symptômes dépressifs (ÉDG : r = -0,30). L’Échelle ABC-CF a démontré une excellente corrélation avec l’État de santé perçu (EQ EVA : r = 0,68) ; une excellente corrélation négative avec les symptômes dépressifs (ÉDG : r = -0,61) ; des corrélations adéquates avec la sous-échelle Fonction physique (SF-36 PF : r = 0,56) ; la Fonction d’équilibre (EEB : r = 0,49), la Vitesse de marche (maximale : r = 0,53, confortable: r = 0,48), la Capacité de marche fonctionnelle (6MWT: r = 0,48), l’Indépendance fonctionnelle (IB : r = 0,45) ; et une corrélation négative adéquate avec la Mobilité fonctionnelle (TUG : r = -0,52).

Nilsagard et Forsberg (2012) ont examiné la validité convergente et discriminante de l’Échelle ABC auprès d’un échantillon de 37 participants en phase aiguë et subaiguë de récupération d’un AVC, en utilisant le coefficient de Kendall. Les participants ont été testés à une seconde reprise trois mois plus tard (n = 31). La validité convergente de l’Échelle ABC a été mesurée en la comparant avec les Functional Ambulation Categories (FAC), le Rivermead Mobility Index modifié (m-RMI), le TUG, le Test de marche sur 10 mètres, la sous-échelle évaluant les Composantes physiques de la SF-36 PS, et la 12-item walking scale. L’échelle ABC a démontré des corrélations significatives adéquates aux deux temps de mesure avec le FAC (r = 0,40, 0,49) et le RMI modifié (r = 0,38, 0,46) et une corrélation allant d’adéquate à faible avec le SF-36 PF (r = -0,33 0,28). L’échelle ABC a également démontré des corrélations négatives adéquates aux deux temps de mesure avec le TUG (r = -0,46, -0,43) ; le Test de marche sur 10 mètres (r = -0,41, aux deux temps de mesure) et la 12-item walking scale (r = – 0,55, -0,52). La validité divergente a également été mesurée en la comparant au score de la sous-échelle évaluant les Composantes mentales de la SF-36 MF, avec lequel l’Échelle ABC présentait une faible corrélation aux deux temps de mesure (r = 0,22, 0,12).

Groupes connus :
Powell et Myers (1995) ont examiné la validité de groupes connus auprès d’un échantillon de 102 adultes vivant dans la communauté âgés, âgés de plus de 65 ans, et d’un échantillon de convenance de 18 patients en physiothérapie à mobilité élevée, et de 7 patients à mobilité réduite. Les participants ont été auto catégorisés selon les catégories suivantes : ayant subi des chutes (57%) ; ayant subi des chutes avec blessures (38%) ; ayant peur de chuter (57%) ; et évitement des activités par peur de chuter (30%). Aucune différence significative n’a été notée sur les scores moyens de l’Échelle ABC entre les participants qui avaient chuté au cours de la dernière année et ceux qui n’avaient pas subi de chute. Aucune différence significative n’a également été notée sur les scores moyens de l’échelle ABC entre les participants qui avaient été blessés suite à une chute et ceux qui n’avaient pas été blessés lors d’une chute. L’évitement des activités par crainte de chuter était significativement plus fréquent chez les participants à mobilité réduite que chez les participants à mobilité élevée (p <0,001). Une différence significative a été relevée (p <0,001) sur les scores moyens de l’Échelle ABC entre les participants à mobilité élevée et ceux à mobilité réduite (t = 9,34, ES = 1,5). Tous les items de l’Échelle ABC, à l’exception de l’item 4 (Atteindre une petite boîte sur une étagère au niveau des yeux), ont démontré une différence significative entre les participants à mobilité élevée et ceux à mobilité réduite, ce qui indique une capacité de l’échelle de faire la distinction entre les deux groupes. L’écart des scores entre le groupe à mobilité élevée et celui à mobilité réduite a indiqué un intervalle de réponses adéquat (intervalle de confiance 5% – 84% de confiance pour les participants à mobilité réduite, 36% – 95% de confiance pour les participants à mobilité élevée).

Sensibilité au changement

Powell et Myers (1995) ont examiné la sensibilité au changement de l’Échelle ABC auprès d’un échantillon de 102 adultes vivant dans la communauté, âgés de plus de 65 ans, et d’un échantillon de convenance de 18 patients en physiothérapie à mobilité élevée, et de 7 patients à mobilité réduite. Les scores moyens l’Échelle ABC allaient de 21% de confiance (item 16 : Marcher à l’extérieur sur des trottoirs glacés) à 90% (item 4 : Atteindre une petite boîte sur une étagère au niveau des yeux).

Sensibilité et spécificité :
Powell & Myers (1995) ont examiné la spécificité de l’Échelle ABC en la comparant avec la Falls Efficacy Scale (FES) auprès d’un échantillon de 102 adultes vivant dans la communauté, âgés de plus de 65 ans, et d’un échantillon de convenance de 18 patients en physiothérapie à mobilité élevée, et de 7 à mobilité réduite. Les items 3 (Se pencher pour ramasser une pantoufle à l’avant d’un placard) et 6 (Debout sur une chaise pour atteindre quelque chose) de l’Échelle ABC étaient significativement corrélés avec l’item de la FES « Reach into cabinets or closets » (r = 0.53-0.67, p <0.001) ; et les items de l’échelle 9 « Entrer ou sortir d’une voiture » et 15 « Marche ou arrêt sur un escalier roulant tout en tenant des colis (de sorte de ne pas être en mesure de tenir la rampe) » de l’Échelle ABC étaient significativement corrélés avec l’item de la FES « Simple shopping » (r = 0,42-0,75).

Références

Activities-specific Balance Confidence Scale. (2013, March 22). Retrieved from URL https://www.sralab.org/rehabilitation-measures/activities-specific-balance-confidence-scale

Botner, E.M., Miller, W.C., & Eng, J. J. (2005). Measurement properties of the Activities-specific Balance Confidence scale among individuals with stroke. Disability and Rehabilitation, 27(4), 156-63.

Filiatrault, J., Gauvin, L., Fournier, M., Parisien, M., Robitaille, Y., Laforest, S., Corriveau, H., & Richard, L. (2007). Evidence of the psychometric qualities of a simplified version of the Activities-specific Balance Confidence scale for community-dwelling seniors. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 88, 664-72.

Franchignoni, F., Giordano, A., Ronconi, G., Rabini, A., & Ferriero, G. (2014). Rasch validation of the Activities-specific Balance Confidence Scale and its short versions in patients with Parkinson’s Disease. Journal of Rehabilitation Medicine, 46, 532-9.

Hsu, P.C., & Miller, W.C. (2006). Reliability of the Chinese version of the Activities-specific Balance Confidence scale. Disability and Rehabilitation, 28(20), 1287-92.

Jang, S.N., Cho, S.I., Ou, S.W., Lee, E.S., & Baik, H.W. (2003). The validity and reliability of Korean Fall Efficacy Scale (FES) and Activities-specific Balance Confidence scale (ABC). Journal of the Korean Geriatrics Society, 7(4), 255-68.

Jarlsater, S. & Mattsson, E. (2003). Test of reliability of the Dizziness Handicap Inventory and the Activities-specific Balance Confidence scale for use in Sweden. Advances in Physiotherapy, 5, 137-44.

Karapolat, H., Eyigor, S., Kirazli, Y., Celebisoy, N., Bilgen, C., & Kirazli, T. (2010). Reliability, validity, and sensitivity to change of Turkish Activities Specific Balance Confidence Scale in patients with unilateral peripheral vestibular disease. International Journal of Rehabilitation Research, 33, 12-18.

Mak, M.K., Lau, A.L., Law, F.S., Cheung, C.C., & Wong, I.S. (2007). Validation of the Chinese translated Activities-specific Balance Confidence scale. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 88, 496-503.

Marques, A.P., Mendes, Y.C., Taddei, U., Pereira, C.A.B., & Assumpcao, A. (2013). Brazilian-Portuguese translation and cross cultural adaptation of the activities-specific balance confidence (ABC) scale. Braz J Phys Ther. Mar-Apr; 17(2), 170-178.

Miller, W.C., Deathe, A.B., & Speechley, M. (2003). Psychometric properties of the Activities-specific Balance Confidence scale among individuals with a lower-limb amputation. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 84, 656-61.

Moiz, J.A., Bansal, V., Noohu, M.M., Gaur, S.N., Hussain, M.E., Anwer, S., & Alghadir, A. (2017). Activities-specific balance confidence scale for predicting future falls in Indian older adults. Clinical Interventions in Aging, 12, 645-651.

Moore, J.L., Potter, K., Blankshain, K., Kaplan, S.L., O’Dwyer, L.C., & Sullivan, J.E. (2018). A core set of outcome measures for adults with neurological conditions undergoing rehabilitation: a clinical practice guideline. Journal of Neurological Physical Therapy, 42, 174-216.

Myers, A.M., Fletcher, P.C., Myers, A.H., & Sherk, W. (1998). Discriminative and evaluative properties of the Activities-specific Balance Confidence (ABC) scale. Journal of Gerontology: Medical Sciences, 53A(4), M287-94.

Myers, A.M., Powell, L.E., Maki, B.E., Holliday, P.J., Brawley, L.R., & Sherk, W. (1996). Psychological indicators of balance confidence: relationship to actual and perceived abilities. Journal of Gerontology: Medical Sciences, 51A(1), M37-43.

Myers, A.M. (1999). Program evaluation for exercise leaders. Waterloo: Human Kinetics.

Nilsagard, Y., & Forsberg, A. (2012). Psychometric properties of the Activities-Specific Balance Confidence Scale in persons 0-14 days and 3 months post stroke. Disability & Rehabilitation, 34(14), 1186-1191.

Peretz, C., Herman, T., Hausdorff, J.M., & Giladi, N. (2006). Assessing fear of falling: can a short version of the Activities-specific Balance Confidence scale be useful? Movement Disorders, 21(2), 2101-5.

Powell, L.E. & Myers, A.M. (1995). The Activities-specific Balance Confidence (ABC) scale. Journal of Gerontology: Medical Sciences, 50A (1), M28-34.

Salbach, N.M., Mayo, N.E., Hanley, J.A., Richards, C.L., & Wood-Dauphinee, S. (2006). Psychometric evaluation of the original and Canadian French version of the Activities-Specific Balance Confidence scale among people with stroke. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 87, 1597-1604.

Schepens, S., Goldberg, A., & Wallace, M. (2010). The short version of the Activities-specific Balance Confidence (ABC) scale: Its validity, reliability, and relationship to balance impairment and falls in older adults. Archives of Gerontology and Geriatrics, 51, 9-12.

Schott, N. (2008). [German adaptation of the “Activities-Specific Balance Confidence (ABC) scale” for the assessment of falls-related self-efficacy]. Zeitschrift für Gerontologie und Geriatrie, 41, 475-85.

van Heuvelen, M.J., Hochstenbach, J., de Greef, M.H., Brouwer, W.H., Mulder, T., & Scherder, E. (2005). [Is the Activities-specific Balance Confidence Scale suitable for Dutch older persons living in the community?]. Tijdschrift Voor Gerontologie En Geriatrie, 36, 146-54.

Voir la mesure

Comment obtenir l’Activities-specific Balance Confidence Scale ?

La version imprimée de l’échelle peut être librement reproduite pour la formation des étudiants, la recherche et les pratiques cliniques dans lesquelles les thérapeutes et les assistants utilisent l’échelle pour évaluer moins de 1000 patients par an. Dans tous les autres cas, y compris la traduction dans d’autres langues que l’anglais, d’autres modifications de l’échelle elle-même et/ou des instructions, l’utilisation dans des essais cliniques, à des fins commerciales ou de marketing, ou dans des pratiques à plus grande échelle (plus de 1 000 patients par an) et la tenue de dossiers électroniques, une autorisation doit être obtenue par le chercheur ou l’institution, ce qui peut entraîner des frais.

Le Dr Anita Myers est le principal développeur et détenteur des droits d’auteur de l’ABC scale. Courriel : amyers@uwaterloo.ca.

Table des matières

Charlson Comorbidity Index (CCI)

Évidence révisées en date du 03-02-2009
Auteur(s)* : Sabrina Figueiredo, BSc
Éditeur(s) : Lisa Zeltzer, MSc OT ; Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche

But

Le Charlson Comorbidity Index (CCI) évalue le niveau de comorbidité en considérant le niveau de sévérité de 19 troubles de comorbidité prédéfinis ainsi que le nombre de troubles présents parmi ceux-ci. Cet outil de mesure donne un score pondéré des comorbidités d’un client qui peut être utilisé pour prédire les conséquences à court terme et à long terme telles que le fonctionnement, la durée du séjour à l’hôpital et le taux de mortalité. Le CCI est le système de cotation le plus utilisé par les chercheurs et les cliniciens pour mesurer les comorbidités (Charlson, Pompei, Ales, & Mackenzie, 1987; Elixhauser, Steiner, Harris, & Coffey, 1998).

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Le Charlson Comorbidity Index (CCI) évalue le niveau de comorbidité en considérant le niveau de sévérité de 19 troubles de comorbidité prédéfinis ainsi que le nombre de troubles présents parmi ceux-ci. Cet outil de mesure donne un score pondéré des comorbidités d’un client qui peut être utilisé pour prédire les conséquences à court terme et à long terme telles que le fonctionnement, la durée du séjour à l’hôpital et le taux de mortalité. Le CCI est le système de cotation le plus utilisé par les chercheurs et les cliniciens pour mesurer les comorbidités (Charlson, Pompei, Ales, & Mackenzie, 1987; Elixhauser, Steiner, Harris, & Coffey, 1998).

Versions disponibles

Le CCI a été publié par Charlson, Pompei, Ales et Mackenzie en 1987.

Caractéristiques de l’outil de mesure

Items :

Le CCI est constitué de 19 troubles de comorbidité : infarctus du myocarde, insuffisance cardiaque congestive, maladie vasculaire périphérique, maladie cérébro-vasculaire, démence, maladie pulmonaire chronique, maladie des tissus conjonctifs, ulcères, faible maladie du foie, diabète, hémiplégie, maladie modérée ou sévère du rein, diabète causant des dommages aux organes, tumeur quelconque, leucémie, lymphome, maladie du foie modérée ou sévère, tumeur solide métastatique, SIDA. Chaque maladie a une pondération différente selon la force de son association avec de la mortalité après un an. Les pondérations sont les suivantes (Charlson et al., 1987):

Pondérations assignées aux maladies Troubles de comorbidité
1 Infarctus du myocarde, insuffisance cardiaque congestive, maladie vasculaire périphérique, maladie cérébro-vasculaire, démence, maladie pulmonaire chronique, maladie des tissus conjonctifs, ulcères, faible maladie du foie, diabète
2 Hémiplégie, maladie modérée ou sévère du rein, diabète causant des dommages aux organes, tumeur quelconque, leucémie, lymphome.
3 Maladie du foie modérée ou sévère.
6 Tumeur solide métastatique, SIDA.

Le CCI peut être complété à partir du dossier médical, de bases de données administratives ou à partir d’un questionnaire utilisé lors d’une entrevue (Bravo, Dubois, Hebert, De Wals, & Messier, 2002).

Cotation :

Le score total du CCI est calculé en additionnant les pondérations associées à chaque trouble de comorbidité présenté par le client. Les scores plus hauts indiquent des troubles plus sévères et, par conséquent, un moins bon pronostic (Charlson, Szatrowski, Peterson, & Gold, 1994).

Temps d’administration requis :

Non documenté.

Sous-échelles :

Aucune.

Équipement nécessaire:

Ne s’applique pas.

Formation:

Aucune formation spécifique n’est disponible.

Versions alternatives du CCI

Le CCI a une version pondérée selon l’âge, deux adaptations pouvant être utilisées avec les bases de données ICD-9 et une version pouvant être utilisée chez les clients avec des amputations (Charlson et al., 1994; Deyo, Cherkin, & Ciol, 1992; Melchiore, Findley, & Boda, 1996; Romano, Roos, & Jollis, 1993).

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Les clients ayant subi un accident vasculaire cérébral (AVC).
  • Le CCI est un système de cotation général, ce qui permet son utilisation avec plusieurs populations différentes (Groot, Beckerman, Lankhorst, & Bouter, 2003).

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Jusqu’à maintenant, il n’y a pas d’information concernant des restrictions dans l’usage du CCI.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Aucune, autre que l’anglais.

Sommaire

Que mesure l’outil ? Le CCI mesure le niveau de comorbidité.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Le CCI peut être utilisé avec les clients ayant subi un AVC, mais son usage n’est pas limité à cette clientèle.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage.
Temps d’administration requis Non documenté.
Versions CCI selon l’âge ; ICD-9-CM ; CCI pour les clients avec des amputations.
Langues Aucune, autre que l’anglais.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du CCI.

Test-retest :
Une étude a examiné la fidélité test-retest du CCI et a relevé une excellent fidélité test-retest en utilisant des coefficients de corrélation intra-classe (CCI) et une corrélation de rang de Spearman.

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

Inter-juges :
Une étude a examiné la fidélité inter-juges du CCI et a relevé une fidélité inter-juges adéquate en utilisant des CCI.

Validité Contenu :
Une étude a examiné la validité de contenu du CCI en documentant les étapes pour générer l’index de comorbidité pondéré.

Critère :
Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante du CCI.

Prédictive :
Quatre études ont examiné la validité prédictive du CCI et ont relevé que le CCI est capable de prédire le fonctionnement 3 mois après un AVC, les faibles résultats obtenus sur la Rankin Scale modifiée au moment du congé, et la mortalité après un an. Cependant, le CCI n’a pas été capable de prédire la durée du séjour, les scores sur la Mesure de l’indépendance fonctionnelle et les scores sur la Rankin Scale modifiée, mesurés quatre mois après un AVC.

Construit :
Convergente :
Trois études ont examiné la validité convergente du CCI et ont relevé d’excellentes corrélations entre le CCI et le Functional Comorbidity Index : des corrélations allant de faibles à adéquates entre le CCI et le nombre total de médicaments consommés, le nombre d’hospitalisations, la durée du séjour, les coûts totaux, des études de laboratoire, les interventions thérapeutiques, les consultations, et le nombre de jours durant lequel le programme de réadaptation a été interrompu, en utilisant une corrélation de rang de Spearman.

Groupes connus :
Aucune étude n’a examiné la validité des groupes connus du CCI.

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets de plancher ou de plafond du CCI.
Sensibilité/spécificité Aucune étude n’a examiné la sensibilité et la spécificité du CCI.
Est-ce que l’outil est sensible au changement ? Aucune étude n’a examiné la sensibilité au changement du CCI.
Acceptabilité Le CCI est l’index le plus largement utilisé pour évaluer la comorbidité.
Faisabilité Le CCI peut être complété à partir des dossiers médicaux, des bases de données administratives ou d’un questionnaire utilisé lors d’une entrevue.
Comment obtenir l’outil ? Le CCI peut être obtenu à partir de sa publication originale: (Charlson, Pompei, Ales, & Mackenzie, 1987)

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques du Charlson Comorbidity Index (CCI) auprès d’individus ayant subi un AVC. Six études ont été identifiées.

Fidélité

Test-retest :
Katz, Chang, Sangha, Fossel et Bates (1996) ont évalué la fidélité test-retest du CCI en format questionnaire auprès de 25 patients avec différents diagnostics, incluant l’AVC. Les participants ont été évalués par le même évaluateur à deux reprises à un intervalle de 24 heures. La fidélité test-retest s’est avérée excellente, selon des calculs utilisant des coefficients de corrélation intra-classe (CCI = 0,92) et une corrélation de rang de Spearman (rho = 0,94).

Inter-juges.
Liu, Domen et Chino (1997) ont évalué la fidélité inter-juges du CCI auprès de 10 clients ayant subi un AVC. Le CCI a été administré par deux évaluateurs, ignorant le score que l’autre évaluateur a attribué à chaque client. La fidélité inter-juges, calculée par des coefficients de corrélation intra-classe, s’est avérée adéquate (ICC = 0,67).

Validité

Contenu :

Charlson et al. (1987) ont identifié les troubles de comorbidité de 559 patients avec un cancer du sein. Ils ont ensuite calculé les relations des variables potentiellement importantes pour le pronostic avec la survie, en utilisant une analyse de régression de Cox. Finalement, les risques relatifs ajustés ont été estimés pour chaque condition de comorbidité.

Critère :

Concourante :
Aucun étalon de mesure n’existe avec lequel il serait possible de comparer le CCI.

Prédictive :
Liu et al. (1997) ont estimé la capacité du CCI, lors de l’admission à l’hôpital, de prédire la durée du séjour, et le score sur la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) (Keith, Granger, Hamilton, & Sherwin, 1987) au moment du congé. La validité prédictive a été calculée auprès de 106 clients en utilisant une corrélation de rang de Spearman. La corrélation entre le CCI et la MIF s’est avérée faible (rho = -0,19), tout comme la corrélation entre le CCI et la durée du séjour (rho = 0,16). Ces résultats suggèrent que le CCI mesuré lors de l’admission à l’hôpital n’est pas prédicteur de la durée du séjour et du score sur la MIF mesuré au moment du congé.

Goldstein, Samsa, Matchar et Horner (2004) ont examiné, auprès de 960 clients en phase aiguë de récupération post-AVC, si le CCI, mesuré lors de l’admission, pouvait prédire le score de la Rankin Scale modifiée (RSm – Rankin, 1957), mesuré au moment du congé, et le taux de mortalité après un an. La validité prédictive a été analysée à l’aide d’une régression logistique. Le CCI a été dichotomisé en une faible comorbidité (scores <2), et en une haute comorbidité (scores >2) ; la RSm a été divisée en conséquences positives (scores <2), et en conséquences négatives (scores ≥2). Des scores les plus élevés sur le CCI ont été associés à une augmentation de 36% de risques d’obtenir des conséquences négatives sur la RSm, et à une augmentation de 72 % des risques de décès un an après l’AVC.

Fischer, Arnold, Nedeltchev, Schoenenberger, Kappeler, Hollinger et al. (2006) ont vérifié la capacité du CCI, mesuré auprès de 259 patients lors de l’admission sur l’Unité AVC, de prédire les conséquences négatives sur la Rankin Scale modifiée (RSm – Rankin, 1957), 4 mois après le moment du congé de l’hôpital. La RSm a été dichotomisée en conséquences positives (scores ≤ 2) et en conséquences négatives (scores >2). Une analyse de régression logistique a révélé que le CCI n’a pas été capable de prédire les conséquences négatives de la RSm. Dans cette étude, les prédicteurs du score de la RSm, 4 mois après l’AVC, ont été la sévérité de l’AVC, la fibrillation auriculaire, la maladie coronaire et le diabète.

Tessier, Finch, Daskalopoulou et Mayo (2008) ont examiné, auprès de 672 participants, la capacité du CCI, du Functional Comorbidity Index (Groll, Bombardier, & Wright, 2005) et d’un indice de comorbidité spécifique aux AVC (développé par les mêmes auteurs), de prédire le fonctionnement, 3 mois après un AVC. La validité prédictive a été calculée en utilisant les statistiques-c pour déterminer l’aire sous la courbe ROC (Receiver Operation Characteristic). Les capacités du CCI (AUC = 0,76), du Functional Comorbidity Index (AUC = 0,71) et de l’indice de comorbidité spécifique aux AVC (AUC = 0,71) de prédire le fonctionnement 3 mois après un AVC se sont toutes avérées adéquates. Ces résultats suggèrent que le pourcentage de patients correctement classés selon leur fonctionnement 3 mois après un AVC est un peu plus élevé lors de l’utilisation du CCI comparé à l’utilisation des autres outils de mesure de la comorbidité.

Construit :

Convergente/discriminante :
Katz et al. (1996) ont évalué la validité convergente du CCI en la comparant au nombre de médicaments d’ordonnance consommés, au nombre d’hospitalisations, à la durée du séjour et aux coûts financiers totaux, déclarés par une auto-évaluation des patients, auprès de 170 patients hospitalisés, incluant des patients qui ont subi un AVC. Les corrélations, calculées en utilisant une corrélation de rang de Spearman, se sont avérées faibles entre le CCI et le nombre de médicaments d’ordonnance consommés (rho = 0,06) ; le nombre d’hospitalisations (rho = 0,22) ; la durée du séjour (rho = 0,20) ; et aux coûts financiers totaux (rho = 0,26).

Liu et al. (1997) ont mesuré la validité convergente du CCI, auprès de 106 clients ayant subi un AVC, en le comparant au nombre de médicaments consommés, à des études en laboratoire, aux interventions thérapeutiques, au nombre de consultations durant le séjour à l’hôpital et au nombre de jours durant lequel le programme de réadaptation a été interrompu à cause de complications. Des corrélations adéquates ont été relevées entre le CCI et le nombre total de médicaments consommés (rho = 0.48). De faibles corrélations ont été relevées entre le CCI et les études en laboratoire (rho = 0,28) ; les interventions thérapeutiques (rho = 0,19) ; les consultations (rho = 0,25) ; et le nombre de jours durant lequel le programme de réadaptation a été interrompu (rho = 0,22).

Tessier et al. (2008) ont analysé la validité convergente du CCI en la comparant au Functional Comorbidity Index (Groll et al., 2005) auprès de 437 clients et les corrélations se sont avérées excellentes (rho = 0,62).

Groupes connus :
Aucune étude n’a examiné la validité des groupes connus du CCI.

Sensibilité au changement

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

Références

  • Bravo, G., Dubois, M.F., Hebert, R., De Wals, P., & Messier, L. (2002). A perspective evaluation of the Charlson Comorbidity Index for use in long-term care patients. JAGS, 50, 740-745.
  • Charlson, M., Pompei, P., Ales, M.L., & Mackenzie C.R. (1987). A new method of classifying comorbidity in longitudinal studies: Development and validation. J Chronic Dis, 40, 373-393.
  • Charlson, M., Szatrowski, T.P., Peterson, J., & Gold, J. (1994). Validationof a Combined Comorbidity Index. Journal of Clinical Epidemiology, 47(11), 1245-1251.
  • De Groot, V., Beckerman, H., Lankhorst, G.J., & Bouter, L.M. (2003). How to measure comorbidity: A critical review of available methods. Journal of Clinical Epidemiology, 56, 221-229.
  • Deyo, R.A., Cherkin, D.C., & Ciol, M.A. (1992). Adapting a clinical comorbidity index for use with ICD-9-CM administrative databases. Journal Clinical Epidemiology, 45, 613-619.
  • Elixhauser, A., Steiner, C., Harris, D.R., & Coffey, R.M. (1998).Comorbidity measures for use with administrative data. Medical Care, 36(1), 8-27.
  • Fischer, U., Nedeltchev, K., Schoenenberger, R.A., Kappeler, L., Hollinger, P.,Schroth, G. et al. (2006). Impact of comorbidity on ischemic stroke outcome. Acta Neurol Scand, 113, 108-113.
  • Goldstein, L.B., Samsa, G.P., Matchar, D.B., & Horner, R.D. (2004). Charlson Index Comorbidity Adjustment for Ischemic Stroke Outcome Studies. Stroke, 35, 1941-1945.
  • Groll, D., Bombardier, C., & Wright, J. (2005). The development of a comorbidity index with physical function as the outcome. Journal of Clinical Epidemiology, 58, 595-602.
  • Hall, W. H., Ramachandran, R., Narayan, S., Jani, A. B., & Vijayakumar, S. (2004). An electronic application for rapidly calculating Charlson comorbidity score. BMC Cancer, 4, 94.
  • Katz, J., Chang, L., Sangha, O., Fossel, A., & Bates, D. (1996). Can comorbidity be measured by questionnaire rather than medical record review? Medical Care, 34(1), 73-84.
  • Keith, R.A., Granger, C.V., Hamilton, B.B., & Sherwin, F.S. (1987). The functional independence measure: A new tool for rehabilitation. Adv Clin Rehabil, 1, 6-18.
  • Liu, M., Domen, K., & Chino, N. (1997). Comorbidity measures for stroke outcome research: A preliminary study. Arch Phys Rehabil, 78, 166-172.
  • Melchiore, P.J., Findley, T., Boda, W. (1996). Functional outcome and comorbidity indexes in the rehabilitation of the traumatic versus the vascular unilateral lower limb amputee. Am J Phys Med Rehabil, 75, 9-14.
  • Rankin, J. (1957). Cerebral vascular accidents in patients over the age of 60. Scott Med J, 2, 200-215.
  • Romano, P.S., Roos, L.L., & Jollis, J.G. (1993). Adapting a clinical comorbidity index for use with ICD-9-CM administrative data: differing perspectives. Journal of clinical epidemiology, 46 (10) 1075-1079.
  • Tessier, A., Finch. L., Daskalopoulou, S.S., Mayo, N.E. (2008). Validation of the Charlson Comorbidity Index for Predicting Functional Outcome of Stroke. Arch Phys Med Rehabil, 89, 1276-1283.

Voir la mesure

Comment obtenir le CCI

Une application électronique peut calculer rapidement le score du Charlson Comorbidity Index

Le lien suivant permet de télécharger une feuille de calcul Excel servant à calculer le score du Charlson Comorbidity Index : Excel calculator Charlson Index

Table des matières

Chedoke-McMaster Stroke Assessment

Évidence révisées en date du 19-08-2008
Auteur(s)* : Sabrina Figueiredo, BSc ; Katie Marvin, MSc, PT Candidate
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc ; Lisa Zeltzer, MSc OT
Version française en traduction libre : Sarah Perrino

But

L’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster (Chedoke-McMaster Stroke Assessment) mesure la déficience physique et l’invalidité chez les clients ayant subi un AVC ou toutes autres déficiences neurologiques. La mesure est constituée d’un Inventaire des déficiences et d’un Inventaire des activités (Moreland, Gowland, Van Hullenaar et Huijbregts, 1993). Le premier inventaire vise à détecter la présence et la sévérité de déficiences physiques communes, à classifier et stratifier les patients lors de la planification et de la sélection des interventions et à évaluer leur efficacité et prédire leur conséquence. Le second inventaire mesure les changements des fonctions physiques (Gowland, Stratford, Ward, Moreland, Torresin, Van Hullenar, Sanford, Barreca, Vanspall et Plews, 1993). L’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster est un outil d’évaluation discriminatif et prédictif.

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 » (ScaleLadder), « Évaluation » (Assessment) ou « Mesure » (Measure) – sont traduits en français par le genre féminin.

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

L’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster mesure la déficience physique et l’invalidité chez les clients ayant subi un AVC ou toutes autres déficiences neurologiques. La mesure est constituée d’un Inventaire des déficiences et d’un Inventaire des activités (Moreland, Gowland, Van Hullenaar et Huijbregts, 1993). Le premier inventaire vise à détecter la présence et la sévérité de déficiences physiques communes, à classifier et à stratifier les patients lors de la planification et de la sélection des interventions, et à évaluer leur efficacité et prédire leur conséquence. Le second inventaire mesure les changements des fonctions physiques (Gowland, Stratford, Ward, Moreland, Torresin, Van Hullenar, Sanford, Barreca, Vanspall et Plews, 1993). L’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster est un outil d’évaluation discriminatif et prédictif. Il est recommandé que les mesures des déficiences motrices, telles que l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster, soient accompagnées d’une mesure de la déficience fonctionnelle telle que l’Indice de Barthel (IB) ou la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) (Poole et Whitney, 2001).

Versions disponibles

Il n’existe qu’une seule version de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster. Cette dernière a été conçue par by Gowland, Van Hullenar, Moreland, Vanspall, Barreca, Ward, Huijbregts, Stratford et Barclay-Goddard à partir du travail original de Brunnstrom.

Une mesure complémentaire à l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster, l’Inventaire du bras et de la main Chedoke (IBMC), a été conçue par Barreca, Gowland, Stratford, Huijbregts, Griffiths, Torresin, Dunkley, Miller et Masters, en 2004, afin d’évaluer exclusivement la récupération du membre supérieur parétique. À ce jour, il existe trois versions différences de l’IBMC. La version originale comprend 13 items. Celle-ci fut ensuite raccourcie afin de former une version à 9 items et une version à 7 items. Cette dernière version est résumée dans son propre module.

Caractéristiques de la mesure

Items :

L’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster est une mesure basée sur la performance qui est constituée de deux inventaires : l’Inventaire des déficiences et l’Inventaire des activités.

L’Inventaire des déficiences est utilisé afin de détecter la présence et la sévérité des déficiences physiques communes. L’inventaire comporte six dimensions (stade de récupération du bras, de la main, de la jambe, du pied, du contrôle postural et de douleur à l’épaule). Chaque dimension est mesurée sur une échelle de 7 points (Gowland et coll. 1993). L’échelle à 7 points correspond aux sept stades de récupération motrice. L’échelle à 7 points pour la douleur à l’épaule est basée sur la sévérité de la douleur. L’Inventaire des déficiences est considéré comme un outil discriminatif et prédictif (Huijbregts, Gowland, et Gruber, 2000 ; Moreland et coll., 1993).

L’Inventaire des activités était originalement nommé l’Inventaire des incapacités. Son nom a changé en 1999, conformément à la terminologie de l’Organisation mondiale de la santé (OMS) (Huijbregts et cool., 2000). Le but de cet inventaire est de mesurer les changements cliniquement importants dans les habiletés fonctionnelles d’un client. L’Inventaire des activités est composé de l’index de la fonction motrice globale et de l’index de la marche.

L’index de la fonction motrice globale est composé des 10 items suivants : 1- Supination vers une position couchée sur le côté dominant ; 2- supination vers une position couchée sur le côté faible ; 3- position couchée sur le côté vers position assise en passant par le côté fort ; 4- position couchée sur le côté vers position assise sur le bord du lit en passant par le côté dominant ; 5-position couchée vers position assise sur le côté du lit en passant par le côté faible ; 6- tenir debout ; 7-transfert vers et à partir du lit par le côté dominant ; 8- transfert vers et à partir du lit par le côté faible ; 9- transfert vers le haut et vers le bas du plancher à une chaise ; 10- transfert vers le haut et vers le bas du plancher à la position debout.

L’index de la marche est composé des 5 items suivants : 11-Marcher à l’intérieur; 12- Marcher à l’extérieur, sur des terrains accidentés, des rampes et des bordures; 13-Marcher à l’extérieur sur plusieurs pâtés de maisons; 14- escaliers; 15-distance de marche appropriée à l’âge et au sexe, durant 2 minutes (Finch et coll., 2002; Gowland et coll., 1993; Huijbregts et coll., 2000). L’Inventaire des activités est considéré comme un outil d’évaluation (Huijbregts at coll., 2000 ; Moreland et coll., 1993).

Cotation :

L’Inventaire des déficiences est noté sur une échelle de 7 points, où 1- est une paralysie flasque ; 2- une spasticité est présente et est ressentie comme une résistance au mouvement passif ; 3-spasticité marquée, mais le mouvement involontaire est présent dans les modèles synergiques ; 4- diminution de la spasticité ; 5- la spasticité décroît, mais est évidente lors d’un mouvement rapide aux amplitudes extrêmes ; 6- la coordination et les modèles de mouvements sont presque normaux ; 7- mouvement normal. L’échelle à 7 points correspond aux sept stades du récupération motrice. L’échelle à 7 points pour la douleur à l’épaule est basée sur la sévérité de la douleur. Le score minimum à l’Inventaire des déficiences est 6 et le score maximal est 42 (Gowland et coll., 1993).

L’Inventaire des activités est aussi noté sur une échelle de 7 points, basée sur le niveau d’assistance dont l’individu ayant subi un AVC a besoin. Elle est catégorisée par le besoin d’assistance de la part d’une autre personne, le besoin d’équipement ou le besoin de temps supplémentaire afin d’accomplir la tâche (Huijbregts at coll., 2000). En ce qui concerne l’Inventaire des activités, la clé de notation du la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (Keith, Granger, Hamilton et Sherwin, 1987) est utilisée, où 1- le client a besoin d’assistance complète ; 2- assistance maximale ; 3- assistance modérée; 4- assistance minimale; 6- le client est indépendant modifié (a besoin de l’assistance par de l’équipement);7- le client est indépendant de manière sécuritaire et en temps adéquats (Gowland et coll., 1993).

Le score maximal est 100, où les scores les plus hauts reflètent un fonctionnement normal (Finch et coll., 2002; Gowland et coll., 1993). Plus spécifiquement, le score maximal à l’index du fonctionnement moteur global est de 70 et celui de l’index de la marche est de 30 (Gowland et coll., 1993). De plus, un bonus de 2 points devrait être accordé à ceux qui marchent une distance appropriée dans un temps adéquat, en fonction des normes de leur âge et sexe, pour l’item 15 (le Test de marche de 2 minutes) (Huijbregts at coll., 2000).

Des directives d’administration et de notation détaillées se trouvent dans le manuel de développement qui peut être obtenu en envoyant un courriel à l’adresse suivante : djohnstn@mcmaster.ca pour la somme de 50.00$ CAD.

Temps requis :

Le temps nécessaire à l’administration de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster varie typiquement entre 45 et 60 minutes, tout dépendant de l’habileté du client à accomplir les tâches requises (Finch et coll., 2002; Gowland et coll., 1993; Poole et Whitney, 2001). Les clients ayant subi un AVC sévère ont typiquement besoin de plus de temps pour accomplir les tâches en comparaison avec les clients ayant subi un AVC léger.

Sous-échelles :

L’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster est divisée en deux inventaires : l’inventaire des déficiences et l’inventaire des activités. L’Inventaire des activités, initialement nommé l’Inventaire des incapacités, se subdivise en 2 index : l’index moteur global et l’index de la marche (Finch et coll., 2002 ; Gowland et coll., 1993; Huijbregts at coll., 2000).

Équipement :

  • Une table ajustable (Finch et coll., 2002)
  • Une chaise avec des appuis-bras (Finch et coll., 2002)
  • Un tapis de sol (Finch et coll., 2002)
  • Des oreillers (Finch et coll., 2002)
  • Un pichet rempli d’eau (Finch et coll., 2002)
  • Une tasse à mesurer (Finch et coll., 2002)
  • Une balle de 2.5 pouces de diamètre (Finch et coll., 2002)
  • Un tabouret (Finch et coll., 2002)
  • Une ligne de 2m tracée sur le plancher (Finch et coll., 2002)
  • Un chronomètre (Finch et coll., 2002)

Formation :

Une formation est fournie par l’auteur à l’université McMaster à Hamilton, Ontario. Des explications additionnelles à propos de la formation peuvent être obtenues en envoyant un courriel au : pmiller@mcmaster.ca

Formes alternatives de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster

Aucune.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec

  • Des clients ayant subi un AVC
  • Des clients présentant une autre déficience neurologique

Ne devrait pas être utilisé avec

  • Les clients ayant moins de 19 ans (Finch et coll., 2002), puisque la mesure a été développée auprès d’adultes et ses propriétés psychométriques ont été testées avec cette population seulement.
  • La mesure ne convient pas à l’utilisation par un proche ou un aidant sans formation.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Anglais, Français et Allemand.

Sommaire

Que mesure l’outil ? L’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster mesure les changements spécifiques du fonctionnement des membres chez les individus qui ont subi des lésions corticales résultant en une hémiplégie.
Avec quelle clientèle cet outil peut-il être utilisé ? L’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster peut être utilisée auprès des clients ayant subi un AVC, mais n’est pas limitée à cette clientèle.
S’agit-il d’un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage et évaluation.
Temps nécessaire à l’administration ? En moyenne entre 45 et 60 minutes.
Versions Il n’existe aucune version alternative.
Langues Anglais, Français et Allemand.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster.

Test-retest :
Une étude a examiné la fidélité test-retest de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et a relevé une excellente fidélité test-retest en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe.

Intra-juge :
Une étude a examiné la fidélité intra-juge de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et a relevé une excellente fidélité intra-juge en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe.

Inter-juges :
Trois études ont examiné la fidélité inter-juges de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et ont relevé une excellente fidélité inter-juges en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe.

Validité Contenu :
Deux études ont examiné la validité de contenu de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster.

Critère :
Concourante :
Une étude a examiné la validité concourante de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et a relevé une excellente corrélation entre le score total de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et les scores totaux de la Fugl-Meyer Assessment (FMA) et de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF), en utilisant des coefficients de corrélation de Pearson.

Prédictive :
Une étude a examiné la validité prédictive de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et a noté qu’il s’agit du prédicteur de l’habileté fonctionnelle et de la récupération sensorimotrice suite à un AVC.

Construit :
Convergente :
Deux études ont examiné la validité convergente de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster ; une étude a relevé d’excellentes corrélations avec des déficiences similaires mesurés par l’Inventaire des déficiences et la FMA et avec des limitations d’activité similaires mesurées par l’Inventaire des activités et la MIF, toutes deux utilisant des coefficients de corrélation de Pearson.

Groupe connus :
Une étude a examiné la validité de groupes connus de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et a noté que cette dernière peut distinguer les individus malgré de petits changements (<20 selon la MIF) et aussi de grands changements (>20 selon la MIF), à l’aide d’un test T de Student.

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets plancher/plafond de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster.
Sensibilité/Spécificité Aucune étude n’a examiné la spécificité de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster.
Est-ce que l’outil est sensible au changement ? Deux études ont examiné la sensibilité au changement de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et ont relevé qu’elle a un grand ratio de variance et qu’un changement minimal cliniquement important est exprimé par un changement de 8 sous-unités de l’Inventaire des activités.
Acceptabilité L’administration de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster dans son entièreté est de longue durée. Le test est noté par observation directe.
Faisabilité L’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster doit être administrée par un ergothérapeute ou un physiothérapeute formé. L’évaluation ne requiert aucun équipement spécialisé.
Comment obtenir l’outil de mesure ? On peut commander le Chedoke Mc-Master par courriel : djohnstn@mcmaster.ca

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été menée afin d’identifier toutes les publications pertinentes à propos des propriétés psychométriques de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster chez les individus ayant subi un AVC. Six études ont été identifiées. L’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster semble être fiable, valide et sensible face aux clients ayant subi un AVC.

Effets plancher/plafond

Aucune étude n’a examiné les effets de plancher/plafond de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster.

Fidélité

Test-retest :
Gowland, Stratford, Ward, Moreland, Torresin, Van Hullenar, et coll. (1993) ont examiné la fidélité test-retest de la section mesurant l’Inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster chez une population de 32 patients ayant subi un AVC (moyenne d’âge de 64 ans). La fidélité test-retest sur 5 jours a été calculée en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI) et s’est avérée excellente (CCI = 0,98), ainsi que pour les index du fonctionnement moteur global (CCI = 0,96) et de la marche (CCI = 0,98).

Intra-juge :
Gowland, Stratford, Ward, Moreland, Torresin, Van Hullenar, et coll. (1993) ont examiné la fidélité intra-juge de la section mesurant l’Inventaire des déficiences de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster chez une population de 32 patients ayant subi un AVC (moyenne d’âge de 64 ans). Les participants ont été évalués lors de l’admission au centre de réadaptation ; leurs performances ont été enregistrées sur bande vidéo. La notation pour la deuxième évaluation était basée sur la bande vidéo précédemment enregistrée. La fidélité intra-juge a été calculée en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI) et s’est avérée excellente entre les deux évaluations de l’Inventaire des déficiences (CCI = 0,98), ainsi que pour les dimensions liées à la douleur à l’épaule (CCI = 0,95), du contrôle postural (CCI = 0,96), du bras (CCI = 0,95), de la main (CCI = 0,93), de la jambe (CCI = 0,98) et du pied (CCI = 0,94).

Inter-juges :
Gowland et coll. (1993) ont examiné la fidélité inter-juges de la section mesurant l’Inventaire des déficiences de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster chez une population de 32 patients ayant subi un AVC (moyenne d’âge de 64 ans). Les participants ont été évalués simultanément par deux évaluateurs. La fidélité inter-juges a été calculée en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI) pour le score total de l’Inventaire des déficiences et a démontré un excellent accord (CCI = 0,97) ainsi que pour les dimensions de la douleur à l’épaule (CCI = 0.95), du contrôle postural (CCI = 0.92), du bras (CCI = 0.88), de la main (CCI = 0.93), de la jambe (CCI = 0.85) et du pied (CCI = 0.96).

Gowland et coll. (1993) ont examiné la fidélité inter-juges de la section mesurant l’Inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster chez une population de 32 patients ayant subi un AVC (moyenne d’âge de 64 ans). Les participants ont été réévalués dans les 5 jours suivant une première évaluation par un second évaluateur. La fidélité inter-juges a été calculée en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI) pour le score total de l’Inventaire des activités et s’est avérée excellente (CCI = 0,99), ainsi que pour les indexes de la fonction motrice globale (CCI = 0,98) et de la marche (CCI = 0,98).

Crowe, Harmer, et Sharp (1996) ont évalué la fidélité inter-juges de la section mesurant l’inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster chez une population de 28 patients ayant subi une lésion cérébrale acquise. Les participants ont été évalués sur un intervalle de deux semaines par deux thérapeutes. L’accord entre les évaluateurs pour l’inventaire des activités a été calculée en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI) et s’est avéré excellent (r = 0,99).
Note : La gravité de la lésion cérébrale acquise et les raisons pour utiliser un délai de deux semaines pour la mesure de la fidélité inter-juges n’ont pas été précisées par les auteurs.

Validité

Contenu :

Moreland, Gowland, Van Hullenar, et Huijbregts (1993) ont effectué une revue de la littérature afin d’accumuler des preuves des bases théoriques de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster. Tous les items des deux inventaires avaient assez de preuves scientifiques supportant leurs hypothèses. Ainsi, les auteurs ont été capables d’établir une base théorique soutenant le contenu de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster.

Huijbregts, Gowland, et Gruber (2000) ont effectué une enquête chez 34 clients ayant subi un AVC et chez 27 soignants afin de vérifier si le contenu de l’Inventaire des activités est représentatif des compétences importantes pour la population. Sur une échelle où 1 n’est pas important du tout et 7 est extrêmement important, tous les items ont reçu un 7 de la part d’au moins une personne de chaque dyade. Pour la plupart des items, le niveau moyen était au-dessus de 5, à l’exception du Test de marche de 2 minutes qui a obtenu le score le plus bas de la part des clients (1.78) et des soignants (3.52). Les deux items les plus importants selon la perspective des clients et des soignants étaient « tenir debout » et « transférer au lit par le côté dominant ».

Critère :

Concourante :
Gowland et coll. (1993) ont comparé l’Évaluation d’AVC Chedoke Mc-Master au Fugl-Meyer AssessmentFMA (Fugl-Meyer, Jääskö, Leyman, Olsson, et Steglind, 1975) et à la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) (Keith, Granger, Hamilton et Sherwin, 1987) chez 32 patients ayant subi un AVC. Utilisant des coefficients de corrélation Pearson, la corrélation entre le score total de l’Évaluation d’AVC Chedoke Mc-Master et le score total du FMA s’est avérée excellente (r = 0,95), tout comme celle avec le score total de la MIF (r = 0,79).

Prédictive :
Gowland (1984) a examiné si l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster était en mesure de prédire la récupération sensorimotrice lors du congé d’un programme actif de réhabilitation. La validité prédictive de l’Évaluation d’AVC Chedoke Mc-Master a été examinée chez 335 patients actifs hospitalisés dans une unité de réhabilitation. Les évaluations ont été effectuées lors l’admission et au moment du congé du centre de réhabilitation. La durée du séjour variait entre 1 et 49 semaines, avec une moyenne de 7 semaines. Au moment du congé, les 23 variables indépendantes ont été en mesure de prédire 11 résultats sur 14. Parmi ces variables indépendantes, le stade de récupération de la jambe était la variable prédictive la plus importante, suivie par les semaines de rétablissement post-AVC et la performance motrice globale.

Valach, Singer, Hartmeier, Hofer et Cox Steck (2003) ont examiné si les scores de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster étaient prédictifs des scores à l’Indice de Barthel (IB) et vice versa, chez 127 patients ayant subi un dommage vasculaire cérébral. Des analyses de régression ont révélé qu’aussi peu que 3 items de l’index des incapacités de de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster étaient nécessaires à la prédiction des scores de l’IB. Toutefois, 6 items sur 8 de l’IB étaient nécessaires afin de prédire les scores de de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster. Même si seulement quelques items de de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster étaient nécessaires afin de prédire des scores de l’IB, il y avait toujours une grande portion de variance inexpliquée et ainsi, il est recommandé que l’IB et de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster soient tous les deux administrés lors de situations où une évaluation compréhensive du patient est désirée.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Gowland et coll. (1993) ont évalué la validité convergente de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster en comparant des déficiences similaires mesurés par l’Inventaire des déficiences et le Fugl-Meyer Assessment (FMA) (Fugl-Meyer et al., 1975). Les corrélations ont été calculées en utilisant des coefficients de corrélation de Pearson et se sont avérées excellentes pour le contrôle postural (Inventaire des déficiences) et l’équilibre (FMA) (r = 0,84) ; bras et main (Inventaire des déficiences) et épaule, coude, avant-bras, poignet et main (FMA) (r = 0,95) ; jambe et pied (Inventaire des déficiences) et hanche, genou, pied et cheville (FMA) (r = 0,93) ; douleur à l’épaule (Inventaire des déficiences) et douleurs articulaires des membres supérieurs (FMA) (r = 0,76). De plus, les auteurs ont comparé des limitations d’activité similaires entre l’Inventaire des activités et la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) (Keith et al., 1987). Les corrélations ont été calculées en utilisant des coefficients de corrélation de Pearson et se sont avérées excellentes entre l’indice de fonction motrice brute (Inventaire des activités) et la sous-échelle évaluant la mobilité de la MIF (r = 0,90) et entre l’index de marche (Inventaire des activités) et la sous-échelle évaluant la locomotion de la MIF (r = 0,85).

Sacks et coll. (2010) ont évalué la validité de construit de la section mesurant l’Inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et de la Clinical Outcomes Variable Scale (COVS) (Seaby & Torrance, 1989) chez une population de 24 patients hospitalisés en gériatrie (âge moyen de 83 ans) recevant des soins dans une unité de réadaptation. Les corrélations entre les scores totaux des deux instruments mesurés à l’admission et au moment du congé, et les changements entre les scores totaux mesurés à l’admission et au moment du congé, ont été calculées en utilisant des coefficients de corrélation de Pearson et se sont avérés excellents (respectivement r = 0,92, r = 0,91 et r = 0,84). Toutes les sous-échelles des deux instruments ont démontré une excellente corrélation à l’admission, au moment du congé, et au niveau des changements entre les scores mesurés à l’admission et au moment du congé, à l’exception de la corrélation de la sous-échelle évaluant la marche qui s’est avérée adéquate quant au changement entre l’admission et le moment du congé (r=0.59).

Groupes connus :
Crowe et coll. (1996) ont examiné si l’Inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster était en mesure de distinguer les sujets qui changent un peu (<20) de ceux qui changent plus (>20) selon la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) (Keith et coll., 1987) chez une population de 28 clients ayant une lésion cérébrale acquise. La validité des groupes connus, calculée en utilisant un test T de Student, a démontré que l’Inventaire des activités a la pouvoir de distinguer, selon les scores de la MIF, les individus malgré de petits et de grands changements.

Sensibilité au changement

Gowland et coll. (1993) ont estimé la sensibilité au changement de l’Inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) (Keith et coll., 1987) MIF chez une population de 32 patients ayant subi un AVC. Les participants ont été évalués à deux moments : à l’admission et lors du congé du centre de réadaptation. La sensibilité au changement a été calculée à partir de ratios de variance. Comparativement à la MIF, l’Inventaire des activités affichait un ratio de variance plus élevé (0,53 pour l’Inventaire des activités vs 0,30 pour la MIF), ce qui suggère que l’Inventaire des activités de l’Évaluation Chedoke-McMaster est une mesure plus sensible pour détecter le changement.

Huijbregts et coll. (2000) ont évalué les changements cliniquement importants basés sur une notation globale de changement sur l’Inventaire des activités, l’index du fonctionnement moteur global et l’index de la marche chez 34 clients. Pour l’Inventaire des activités, «aucun changement» était représenté par un changement moyen du score de 0, de petits changements par un changement moyen du score de 8 et des changements modérés à grands par un changement moyen du score de 20. Pour l’index du fonctionnement moteur global, «aucun changement» était représenté par un changement moyen du score de 1, de petits changements par un changement moyen du score de 7 et des changements modérés à grands par un changement de score moyen de 7. Pour l’index de la marche, «aucun changement» était représenté par un changement moyen du score de 1, de petits changements par un changement moyen du score de 5 et des changements modérés à grands par un changement moyen du score de 13. Toute cette information suggère que pour un client, un changement minimal de 20 points au score de l’Inventaire des activités est nécessaire afin qu’il perçoive un changement modéré à grand. De plus, un changement important, tel que perçu par le client, et un changement réel sur le score de la mesure ont une excellente corrélation (r = 0,74).

Sacks et coll. (2010) ont évalué la sensibilité au changement de la section mesurant l’Inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et de la Clinical Outcomes Variable Scale (COVS) (Seaby & Torrance, 1989) chez une population de 24 patients hospitalisés en gériatrie (âge moyen de 83 ans) recevant des soins dans une unité de réadaptation. Une grande ampleur de l’effet a été notée pour les deux instruments (respectivement de 1,53 pour l’Inventaire des activités et de 1,43 pour la COVS) ; et une plus forte réponse moyenne standardisée a été notée pour le COVS comparativement à l’Inventaire des activités (respectivement de 2,30 et de 1,83). Les résultats de cette étude suggèrent que les deux mesures sont sensibles au changement chez les patients en gériatrie, mais que le COVS est plus sensible que l’Inventaire des activités auprès de cette population.

Références

  • Crowe, J., Harmer, D., & Sharpe, D. (1996). Reliability of the Chedoke-McMaster Disability Inventory in acquired brain injury. Physiotherapy Canada, 48(1), 25.
  • Finch, E., Brooks, D., Stratford, P.W, & Mayo, N.E. (2002). Physical Outcome Measures: A guide to enhance physical outcome measures. Ontario, Canada: Lippincott, Williams & Wilkins.
  • Fugl-Meyer, A.R., Jääskö, L., Leyman, I., Olsson, S., & Steglind, S. (1975). The post-stroke hemiplegic patient 1. A method for evaluation of physical performance. Scandinavian Journal of Rehabilitation Medicine, 7, 13-31.
  • Gowland, C., Stratford, P., Ward, M., Moreland, J., Torresin, W., Van Hullenaar, S. et al. (1993). Measuring physical impairment and disability with the Chedoke-McMaster Stroke Assessment. Stroke, 24, 58-63.
  • Gowland, C., Van Hullenaar, S., Torresin, W., et al. (1995). Chedoke-McMaster Stroke Assessment: development, validation, and administration manual. Hamilton, ON, Canada: School of Rehabilitation Science, McMaster University.
  • Gowland, C. (1984). Predicting sensorimotor recovery following stroke rehabilitation. Physiotherapy Canada, 36, 313-320.
  • Gowland, C. (1982). Recovery of motor function following stroke: profile and predictors. Physiotherapy Canada, 34, 77-84.
  • Huijbregts, M.P., Gowland, C., Gruber, R. (2000). Measuring clinically important change with the Activity Inventory of the Chedoke-McMaster Stroke Assessment. Physiotherapy Canada, 52, 295-304.
  • Keith, R.A, Granger, C.V., Hamilton, B.B., & Sherwin, F.S. (1987). The Functional Independence Measure: a new tool for rehabilitation. In: Eisenberg, M.G. & Grzesiak, R.C. (Ed.), Advances in clinical rehabilitation (pp. 6-18). New York: Springer Publishing Company.
  • Moreland, J., Gowland, C., Van Hullenar, S., Huijbregts, M. (1993). Theoretical basis of the Chedoke-McMaster Stroke Assessment. Physiotherapy Canada, 45, 231-238.
  • Poole, J.L. & Whitney, S.L. (2001). Assessment of motor function post stroke: A review. Physical and Occupational Therapy in Geriatrics, 19, 1-22.
  • Sacks, L., Yee, K., Huijbregts, M., Miller, P.A., Aggett, T. & Salbach, N.M. (2010). Validation of the activity inventory of the Chedoke-McMaster Stroke Assessment and the Clinical Outcome Variables Scale to evaluate mobility in geriatric clients. Journal of Rehabilitation Medicine, 42, 90-92.
  • Valach, L., Signer, S., Hartmeier, A., Hofer, K. & Cox Steck, G. (2003). Chedoke-McMaster Stroke Assessment and modified Barthel Index self-assessment in patients with vascular brain damage. International Journal of Rehabilitation Research, 26, 93-99.

Voir la mesure

Comment obtenir l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster

Le Chedoke-McMaster peut être commandé par courriel : djohnstn@mcmaster.ca

Table des matières

Comprehensive Coordination Scale (CCS)

Évidence révisées en date du 11-11-2021
Auteur(s)* : Sandra R. Alouche ; Marika Demers ; Roni Molad  ; Mindy F. Levin
Version française en traduction libre : Gabriel Plumier

But

La Comprehensive Coordination Scale (CCS) est une mesure de la coordination de plusieurs segments corporels à la fois au niveau du rendement moteur (mouvement final) et de la qualité du mouvement (rotations des articulations et coordination interarticulaire), basée sur une cinématique d’observation.

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 » (ScaleLadder), « Évaluation » (Assessment) ou « Mesure » (Measure) – sont traduits en français par le genre féminin.

Revue détaillée

But de l’outil

La Comprehensive Coordination Scale (CCS) est une mesure de la coordination de plusieurs segments corporels à la fois au niveau du rendement moteur (mouvement final) et de la qualité du mouvement (rotations des articulations et coordination interarticulaire), basée sur une cinématique d’observation. Les mouvements coordonnés sont définis comme des mouvements d’un ou de plusieurs membres ou segments du corps qui se produisent ensemble selon des schémas temporels (c.-à-d., synchronisation) et spatiaux (c.-à-d., position/angle) identifiables, concernant l’action souhaitée. Elle peut être mesurée à un moment précis du mouvement ou sur toute la durée du mouvement.

La CCS peut être utilisée par les professionnels de la santé pour évaluer la coordination des personnes âgées et des personnes souffrant de diverses affections neurologiques. La CCS est composée de six tests différents : le Finger-to-Nose Test, le Arm-Trunk Coordination Test, le Finger Opposition Test, le Interlimb Coordination (synchronous anti-phase forearm rotations) Test, le Lower Extremity MOtor COordination Test (LEMOCOT) et le Four-limb Coordination (Upper and lower limb movements) Test.

Versions disponibles

La CCS a été développée par Alouche et al. (2021) à partir de tests valides et fiables utilisés en pratique clinique et en recherche pour évaluer les aspects complémentaires de la coordination motrice du tronc, du membre supérieur (MS), du membre inférieur (MI) et de leurs combinaisons. Les éléments comportementaux utilisés pour réaliser chaque test ont été identifiés et des échelles d’évaluation ont été développées pour guider l’analyse cinématique observationnelle par consensus d’experts (Alouche et al., 2021).

Caractéristiques de l’outil

 Items :
La CCS se compose de 6 tests différents utilisés en pratique clinique ou en recherche pour évaluer les aspects complémentaires de la coordination motrice du tronc, du MS, du MI et de leurs combinaisons.

  1. Finger-to-Nose Test (FTN)
  2. Arm-Trunk Coordination Test (ATC)
  3. Finger Opposition Test (FOT)
  4. Interlimb Coordination Test (ILC-2)
  5. Lower Extremity MOtor COordination Test (LEMOCOT)
  6. Four-limb Coordination Test (ILC-4)
Parties du corps testées Type de test Test Éléments comportementaux notés
Membre supérieur Unilatéral Finger-to-Nose (FTN) Spatial : Stabilité, souplesse, précision
Temporel : Vitesse
Tronc et bras Unilatéral Arm-Trunk Coordination test (ATC) Spatial : Précision, coordination inter-articulations
Membre supérieur (dextérité fine) Unilatéral Finger Opposition (FOT) Spatial : Sélectivité
Temporel : Temps
Coordination inter-membres = les deux membres supérieurs Bilatéral Alternate movements of two upper limbs (ILC-2) Spatial : Compensation
Temporel : Synchronicité/temps
Membre inférieur Unilatéral Lower Extremity MOtor COordination Test (LEMOCOT) Spatial : Souplesse, précision
Temporel : Vitesse
Coordination des quatre membres = membres supérieurs et membres inférieurs Bilatéral Alternate movements of both hands and feet (ILC-4) Temporel : Temps/complexité

Cotation :
Les multiples éléments comportementaux de chaque test sont notés sur des échelles d’évaluation distinctes allant de 3 (coordination normale) à 0 (coordination déficiente) pour évaluer les différents éléments du comportement moteur nécessaires à la réalisation de l’action.
La CCS comprend un total de 13 échelles d’évaluation pour les 6 tests.
Le score de la CCS va de 0 à 69 points, les scores les plus élevés indiquant une meilleure coordination motrice. Le score total de la CCS représente un score de coordination pour l’ensemble du corps.
Les scores de la CCS peuvent être divisés en 4 sous-scores : MS, MI, Unilatéral, Bilatéral.
MS : 54 points (comprend FTN-24 points, ATC-12 points, FOT-12 points, et ILC2-6 points).
MI : 12 points (y compris LEMOCOT-12 points).
Unilatéral : 30 points (y compris FTN-12 points, ATC-6 points, FOT-6 points et LEMOCOT-6 points).
Bilatéral : 9 points (y compris ILC2-6 points et ILC4-3 points).
Le manuel décrit la position initiale, les instructions et la notation détaillée.

Que considérer avant de commencer :
La CCS est notée sur la base de la cinématique d’observation.

Temps :
L’administration de la CCS prend environ 10 à 15 minutes (Molad et al., 2021).

Formation :
Le professionnel de santé doit lire le manuel de la CCS disponible sur Open Science Framework :  Marika Demers, Mindy F Levin, Roni Molad, et Sandra Alouche. 2021. “Échelle de coordination globale”. OSF. 12 juillet. 2. osf.io/8h7nm.

 Équipement :

  • Chaise avec dossier et sans accoudoirs (hauteur d’assise suggérée : 46 cm)
  • Un pouf, si nécessaire
  • Cibles :
    • Un autocollant de 2,54 cm de diamètre (FNT)
    • Une cible (sphère de 2,54 cm de diamètre ou un cube de dimensions similaires) sur un support à hauteur réglable (ATC)
    • Deux autocollants de 5 cm de diamètre placés à 30 cm de distance(centre à centre) et attachés à un carton (test LEMOCOT)
  • Chronomètre / minuterie
  • Table (facultative, hauteur suggérée : 72 cm)
  • Oreiller (facultatif)

Clientèle cible

Peut être utilisée avec :

  • Les individus présentant des troubles neurologiques

Ne devrait pas être utilisée avec :

  • Aucune information documentée

En quelle langue l’outil est-il disponible ?

Anglais

Sommaire

Que mesure l’outil ? Aspects temporels et spatiaux de la coordination.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? La CCS peut être utilisée avec des patients présentant des troubles neurologiques.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Outil d’évaluation.
Temps d’administration requis. 10-15 minutes.
Domaine CIF. Fonction du corps.
Autres langues. Canadien français, portugais (tous deux non publiés).
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Une étude a relevé une cohérence interne élevée de la CCS auprès d’une population AVC (Molad et al., 2021).

Test-retest :
Une étude a examiné la fidélité test-retest de la CCS auprès d’une population AVC et a relevé une excellente fidélité test-retest (CCI = 0,97 ; IC 95 % : 0,93-0,98 – Molad et al., 2021).

Intra-juge :
Une étude a examiné la fidélité intra-juge de la CCS auprès d’une population AVC et a relevé une excellente fidélité intra-juge (ICC = 0,97 ; IC 95 % : 0,93-0,98 – Molad et al., 2021).

Inter-juges :
Une étude a examiné la fidélité inter-juges de la CCS auprès d’une population AVC et a relevé une excellente fidélité inter-juges (ICC = 0.98, 95% CI: 0.95-0.99 – Molad et al., 2021).

Validité Contenu:
Une étude a examiné la validité du contenu de la CCS en utilisant une méthode Delphi, réalisée par un panel d’experts, et a relevé une forte validité de contenu (Alouch et al., 2021).

Critère:
Concourante :
La validité concourante de la CCS n’a pas été examinée auprès d’une population AVC.

Prédictive:
La validité prédictive de la CCS n’a pas été examinée auprès d’une population AVC.

Construit:
Convergente/Discriminante :
Une étude a examiné la validité convergente de la CCS auprès d’une population AVC et a relevé une validité convergente adéquate avec le score total de la Fugl-Meyer (p=0,602 ; ρ =0,001) et le score moteur de la Fugl-Meyer (p=0,585 ; ρ <0,001 - Molad et al, 2021).
Groupes connus :
Une étude a examiné la validité de groupes connus du Interlimb Coordination Test du membre supérieur (ICL2), un sous-test de la CCS, auprès d’une population AVC, et a relevé que l’ICL2 est capable de faire la distinction entre les individus en bonne santé et les survivants d’un AVC en phase chronique de récupération (Molad & Levin, 2021).

Effets plancher/plafond Une étude a relevé d’excellents effets de plancher et de plafond pour la CCS (Molad et al., 2021).
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Aucune étude n’a examiné la sensibilité aux changements de la CCS auprès d’une population AVC.
Acceptabilité La CCS est non invasive et rapide à administrer. L’utilisation d’une observation visuelle, au lieu d’un équipement complexe et coûteux pour analyser le mouvement, rend cette échelle cliniquement accessible et facile à utiliser.
Faisabilité La CCS est gratuite et peut être administrée dans différents contextes. L’évaluation ne nécessite qu’un équipement spécialisé minimal ou une formation minimale. Il faut 10 à 15 minutes pour la compléter.
Comment obtenir l’outil ? Alouche SR, Molad R, Demers M, Levin MF. Development of a Comprehensive Outcome Measure for Motor Coordination; Step 1: Three-Phase Content Validity Process. Neurorehabil Neural Repair. 2021 Feb;35(2):185-193. doi: 10.1177/1545968320981955. [Supplementary materials]
Le manuel de la CCS est accessible sur le site Open Science Framework website: Marika Demers, Mindy F Levin, Roni Molad, et Sandra Alouche. 2021. “Comprehensive Coordination Scale.” OSF. July 12. osf.io/8h7nm.

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de la littérature a été menée afin d’identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques de la Comprehensive Coordination Scale (CCS) auprès d’individus ayant subi un AVC. Deux études ont été identifiées.

Effets plancher/plafond

Molad et al. (2021) ont examiné les effets de plancher et de plafond de la CCS auprès d’un échantillon de 30 individus en phase chronique de récupération post-AVC. Aucun effet de plancher/plafond n’a été observé pour le score total de la CCS et pour le sous-score CCS-Bilatéral. Pour les sous-scores CCS-MS et CCS-MI, respectivement 3,3 % et 6,7 % des participants ont atteint le score maximal. Dix pour cent des participants ont obtenu un score de 0 ou 30 sur la sous-score CCS-Unilatéral.

Fidélité

Cohérence interne :
Molad et al. (2021) ont évalué la cohérence interne de la CCS auprès d’un échantillon de 30 survivants en phase chronique de récupération post-AVC, en utilisant une analyse en composantes principales et une analyse factorielle confirmatoire. Les auteurs ont relevé une excellente cohérence interne (composante de fidélité = 0,938). L’analyse factorielle de l’ensemble de la CCS a révélé deux composantes expliquant 99% de la variance : Facteur 1 : qualité du mouvement (8 items), Facteur 2 : rendement final (5 items).

Intra-juge :
Molad et al. (2021) ont évalué la fidélité intra-juge de la CCS auprès d’un échantillon de 30 survivants en phase chronique de récupération post-AVC. La fidélité intra-juge a été évaluée à l’aide de coefficients de corrélation intraclasse (CCI) avec des intervalles de confiance (IC) à 95 %. La CCS a démontré une excellente fidélité intra-juge (CCI = 0,97 ; 95%CI : 0,93-0,98). Les quatre sous-scores ont également démontré une excellente fidélité intra-juge : Sous-score CCS-MS (CCI = 0,96 ; 95% ; IC : 0,92-0,98), sous-score CCS-MI (CCI = 0,79 ; 95% ; IC : 0,36-0,92), sous-score CCS-Unilatéral (CCI = 0,98 ; 95% ; IC : 0,96-0,99) et sous-scores CCS-Bilatéral (CCI = 0,95 ; 95% ; IC : 0,89-0,97).

Inter-juges :
Molad et al. (2021) ont évalué la fidélité inter-juges de la CCS auprès d’un échantillon de 30 survivants en phase chronique de récupération post-AVC. La fidélité inter-juges a été évaluée à l’aide de coefficients de corrélation intraclasse (CCI) avec des intervalles de confiance (IC) de 95 %. Le CCS a démontré une excellente fidélité inter-juges (CCI = 0,98 ; 95% ; CI : 0,95-0,99). Les quatre sous-scores ont également démontré une excellente fidélité inter-juges : sous-score CCS-MS (CCI = 0,96 ; 95% ; CI : 0,91-0,98), sous-score CCS-MI (CCI = 0,76 ; 95% ; CI : 0,25-0,9), sous-scores CCS-Unilatéral (CCI = 0,99 ; 95% ; CI : 0,97-0,99) et sous-score CCS-Bilatéral (CCI = 0,95 ; 95% ; CI : 0,89-0,98).

Validité

Contenu :
Alouche et al. (2021) ont procédé à une validation du contenu en trois phases pour confirmer l’importance, le niveau de compréhension et la faisabilité de la CCS dans l’identification et la quantification de la coordination des mouvements effectués par des personnes présentant des déficits neurologiques dans un contexte clinique. Tout d’abord, une revue de la littérature a été menée afin de générer des tests unilatéraux et bilatéraux de coordination du MS, du MI et du tronc, actuellement utilisés dans la pratique clinique ou les études de recherche pour la CCS. Parmi les 2761 études examinées, 5 tests ont été sélectionnés : FTN, ATC, LEMOCOT, ILC2 et ILC4. Une méthode Delphi, utilisant un questionnaire structuré avec des questions ouvertes, a été réalisée avec 8 cliniciens et chercheurs experts pour identifier l’importance relative de chaque test, les éléments de test et échelles d’évaluation, le niveau de compréhension des instructions et la faisabilité de chaque test. Ensuite, un groupe de discussion s’est réuni avec 6 experts pour affiner les instructions et les échelles d’évaluation. Un consensus a été atteint pour ajouter le test d’opposition des doigts (FOT) à la version finale de la CCS afin d’évaluer la sélectivité et la synchronisation des mouvements des doigts.

Critère :
Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante de la CCS.

Prédictive :
Aucune étude n’a examiné la validité prédictive de la CCS.

Construit:
Convergente/Discriminante :
Molad et al. (2021) ont examiné la validité convergente de la CCS auprès d’un échantillon de 30 survivants en phase chronique de récupération post-AVC. La validité convergente du score total de la CCS a été mesurée avec la Fugl-Meyer Assessment (FMA – score total et score moteur). Une validité convergente adéquate a été relevée entre la CCS et le score total de la FMA (ρ=0.602 ; p=0.001) et le score moteur de la FMA (ρ=0.585 ; p<0.001). La validité convergente des sous-scores de la CCS a été mesurée à l’aide de la FMA, de la force de préhension et de la force de pince, du Box and Blocks Test (BBT) et du Test de marche sur 10 mètres (TM10M). Les sous-scores CCS-MS et CCS-Unilatéral ont corrélé de la façon modérée à forte avec la FMA (score total et score moteur), la force de préhension et la force de pince, le BBT et le TM10M. Le sous-score CCS-MI a corrélé de façon modérée avec la FMA (score total et score moteur) et le BBT. Le sous-score CCS-Bilatéral a corrélé de façon modérée avec la FMA (score total et score moteur UL) et avec le BBT.

Groupes connus :
Molad & Levin (2021) ont examiné la validité de groupes connu du score ILC2 auprès d’un échantillon de 13 survivants d’AVC et 13 participants en bonne santé. Ils ont comparé les scores ILC2 avec la cinématique du tronc et des membres supérieurs lors de rotations synchrones bilatérales en opposition de phase de l’avant-bras dans 4 conditions : auto-pas cadencé en interne, rapide en interne, lent en externe et rapide en externe. Les participants sains présentaient des scores ILC2 presque maximaux et des indices de coordination temporelle et spatiale élevés. En revanche, les participants victimes d’un AVC ont obtenu des scores ILC2 plus faibles et utilisaient des compensations au niveau du tronc et des épaules pour effectuer la tâche. Les scores ILC2 ont permis de distinguer les participants en bonne santé des participants en phase chronique de récupération post-AVC.

Sensibilité aux changements

Aucune étude n’a examiné la sensibilité aux changements de la CCS.

Erreur de mesure :
Molad et al. (2021) ont examiné l’erreur de mesure de la CCS auprès d’un échantillon de 30 survivants en phase chronique de récupération post-AVC. L’erreur standard de la mesure (SEM) a été calculée sur la base de l’écart type (ET) de l’échantillon et de la fidélité de la mesure. Le changement minimal détectable (CMD) avec un niveau de confiance de 95% a été calculé. La SEM de la CCS s’est avérée de 1,80 points et le CMD95 de 4,98 points. Les valeurs SEM et CMD pour le score total de la CCS, les sous-scores CCS-MS, CCS-Unilatéral et CCS-Bilatéral se sont avérés inférieurs à 17%. Seul le sous-score CCS-MIL a obtenu un CMD supérieur à 17%. Pour la CCS et tous les sous-scores, la SEM était plus petite que le CMD.

Références

Alouche, S.R., Molad, R., Demers, M., Levin, M.F. (2021) Development of a Comprehensive Outcome Measure for Motor Coordination; Step 1: Three-Phase Content Validity Process. Neurorehabil Neural Repair. 35(2):185-193. doi: 10.1177/1545968320981955. PMID: 33349134.

Molad, R., Alouche, S.R., Demers, M., Levin, M.F. (2021) Development of a Comprehensive Outcome Measure for Motor Coordination, Step 2: Reliability and Construct Validity in Chronic Stroke Patients. Neurorehabil Neural Repair. 35(2):194-203. doi: 10.1177/1545968320981943. PMID: 33410389.

Molad, R., & Levin, M. F. (2021) Construct validity of the upper-limb Interlimb Coordination Test (ILC2) in stroke. Neurorehabil Neural Repair [epub ahead of print]. doi: 10.1177/1545968321105809. PMID: 34715755

Voir la mesure

The tool is available as supplementary material in:
Alouche SR, Molad R, Demers M, Levin MF. Development of a Comprehensive Outcome Measure for Motor Coordination; Step 1: Three-Phase content validity Process. Neurorehabil Neural Repair. 2021 Feb;35(2):185-193. doi: 10.1177/1545968320981955. [Supplementary materials]

The CCS manual can be accessed on the Open Science Framework website:
Marika Demers, Mindy F Levin, Roni Molad, and Sandra Alouche. 2021. “Comprehensive Coordination Scale.” OSF. July 12. osf.io/8h7nm.

Table des matières

Échelle d’équilibre de Berg (EEB)

Évidence révisées en date du 07-11-2010
Auteur(s)* : Lisa Zeltzer, MSc OT ; Annabel McDermott, OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

L’Échelle d’équilibre de Berg (EEB) évalue quantitativement l’équilibre chez les adultes âgés.

Revue détaillée

But de la mesure

L’Échelle d’équilibre de Berg (EEB) évalue quantitativement l’équilibre chez les adultes âgés.

Versions disponibles

L’EEB a été publiée en 1989 par Berg, Wood-Dauphinee, Williams et Mak.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Dans cette échelle de 14 items, les patients doivent maintenir des positions et accomplir des tâches de déplacements de difficultés variées. Dans la plupart des items, les patients doivent maintenir une position donnée pour un temps spécifique.

Cotation :

Les patients reçoivent un score entre 0 et 4 sur leur capacité de répondre à des dimensions de l’équilibre. Un score global peut être calculé sur un total de 56. Un score de 0 représente une incapacité d’accomplir les items et un score de 56 représente la capacité d’accomplir de façon indépendante les items.

  • 0 à 20 sur l’EEB représente une diminution de l’équilibre ;
  • 21 à 40 sur l’EEB représente un équilibre acceptable ;
  • 41 à 56 sur l’EEB représente un bon équilibre.

Sous-échelles :

Aucune typiquement documentée.

Équipements :

Seulement de l’équipement simple et facilement accessible est nécessaire pour compléter l’EEB. Cela inclut une règle, un chronomètre, une chaise et une marche ou un tabouret. De plus, les patients ont besoin d’une pièce suffisamment grande pour se déplacer sur 360 degrés.

Formation :

Aucune formation spécifique n’est nécessaire pour administrer l’EEB. Elle a été estimée hautement fiable lorsqu’elle est administrée par des individus sans formation officielle au sujet de cette échelle.

Cependant, il est important de noter qu’afin d’assurer la sécurité des patients, l’EEB doit seulement être administrée par des individus étant en mesure de prendre en charge de façon sécuritaire les patients ayant subi AVC. L’EEB est une évaluation risquée ; au cours de son administration, le patient peut tomber s’il n’est pas supervisé par quelqu’un possédant de l’expertise au niveau des AVC.

Durée :

L’échelle prend environ 10 à 15 minutes afin d’être complétée. Le patient doit être observé directement afin d’évaluer si la tâche a été accomplie.

Versions alternatives de l’Échelle d’équilibre de Berg

  • Une version courte de l’EEB (EEB – 3P), composée de 7 items, a été développée (Chou, Chien, Hsueh, Sheu, Wang & Hsieh, 2006).
  • L’EEB – 3P s’est révélée similaire à l’EEB originale au niveau des propriétés psychométriques (notamment pour les tests de fidélité, de validité et de sensibilité au changement) auprès de personnes ayant subi un AVC.
  • L’EEB – 3P prend moins de dix minutes afin d’être complété et nécessite seulement une chaise et un objet que le patient peut récupérer au sol. L’EEB – 3P est cotée selon 3 niveaux : incapable d’accomplir la tâche ; accomplit partiellement la tâche ; et capable d’accomplir la tâche. Les 7 items inclut dans l’EEB – 3P sont : avancer le tronc vers l’avant avec les bras tendus, se tenir debout les yeux fermés, se tenir debout avec un pied devant l’autre, se tourner pour regarder derrière, récupérer un objet qui est sur le sol, se tenir debout sur un pied et passer d’une position assise à une position debout.
  • En comparaison avec l’EEB originale, l’EEB – 3P est une mesure simple et rapide à accomplir dans une clinique ou dans un cadre de recherche.

Clientèle cible

Peut être utilisée avec :

Les patients ayant subi un AVC qui comprennent le langage parlé ou écrit et qui effectuent les items avec difficulté.

L’EEB a été initialement conçue comme une mesure quantitative de l’équilibre et du risque de chutes chez les personnes âgées vivant dans la communauté. Il a été démontré qu’il s’agit d’une mesure fiable et valide de l’équilibre chez le client âgé ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisée avec :

  • Les patients âgés post-AVC plus actifs.
  • Les patients post-AVC qui sont plus jeunes.

Il peut y avoir un effet plafond avec ces patients dans la mesure où les items peuvent ne pas être suffisamment difficiles pour mesurer les plus hauts niveaux d’équilibre comme ceux nécessités lors de la marche extérieure.

  • Les patients sévèrement atteints, tels que les patients qui ne peuvent pas quitter une position assise. Il peut y avoir un effet plancher avec ces patients puisqu’il n’y a qu’un seul item évaluant l’équilibre en position assise.

Avec ces patients, il est recommandé d’administrer la Postural Assessment Scale for Stroke Patients (PASS) qui a été conçue comme une évaluation de l’équilibre pour les patients ayant subi un AVC et qui est applicable chez tous les patients, même ceux avec les résultats les plus sévères au niveau de la posture (Benaim, Pérennou, Villy, Rousseaux & Pelissier, 1999).

Mao, Hsueh, Tang, Sheu et Hsieh (2002) ont comparé la psychométrie de l’EEB à celle des sous-échelles d’équilibres de la Fugl-Meyer Assessment et de la Postural Assessment Scale for Stroke Patients (PASS) auprès de 123 patients ayant subi un AVC (jusqu’à 180 jours après l’AVC) et ont noté que le FM-B et l’EEB montrent un effet plancher ou plafond significatif quelques jours après l’AVC, alors que le PASS n’a pas montré ces effets.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

  • Traduite et validée en portugais (Miyamoto, Lombardi, Berg, Ramos & Natour, 2004).
  • Traduite et validée en français (Institut de réadaptation de Montréal).
  • Traduite (pas encore validée) en : Islande, Norvège, Suède, Danemark, Finlande, Italie, Pays-Bas, Pologne, Corée, Japon, Espagne, Hong Kong et Allemagne.

Sommaire

Que mesure l’outil ? L’équilibre chez les personnes âgées
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? L’EEB a été développée afin d’être utilisée avec les personnes âgées vivant dans la communauté. Elle peut aussi être utilisée chez les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration Environ 10 à 15 minutes sont nécessaires afin de la compléter par observation directe.
Versions Version courte de l’EEB [Berg Balance Scale BBS (BBS – 3P)]
Langues Traduite et validée en portugais et français. Traduite (pas encore validée) dans les pays suivants : Islande, Norvège, Suède, Danemark, Finlande, Italie, Pays-Bas, Pologne, Corée, Japon, Espagne, Hong Kong et Allemagne.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Une étude a relevé une excellente cohérence interne.

Test-retest :
Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest.

Intra-juge :
Une étude a relevé une excellente fidélité intra-juge.

Inter-juges :
Deux études ont relevé une excellente fidélité inter-juges.

Validité Contenu :
Les items ont été sélectionnés d’après des entrevues avec 12 clients en gériatrie et 10 professionnels. La liste des items a été révisée à la suite d’un pré-test de tous les items préliminaires.

Critère :
Concourante :
Excellentes corrélations avec la sous-échelle Équilibre de la Fugl-Meyer Assessment, la Postural Assessment Scale for Stroke Patients, le Functionnal Reach, la Tinetti Balance Scale, le Timed Up and Go test et le Single-Leg Stance ; corrélations allant d’adéquates à excellentes avec la section assisse de la Motor Assessment Scale et le Rivermead Mobility Index (malgré de faibles corrélations avec le test de transfert de poids et les tests des marches) ; corrélations adéquates avec la sous-échelle de mobilité de l’indice de Barthel, les mesures dynamiques du Balance Master et la mesure du balancement postural.

Prédictive :
Prédit le risque de chutes pendant les 12 prochains mois, modérément prédictif de la durée du séjour dans l’unité de réadaptation, prédit les capacités motrices 180 jours après l’AVC ; n’est pas un indicateur significatif de la moyenne des pas par jour.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Excellentes corrélations avec l’Indice de Barthel, la sous-échelle d’équilibre de la Fugl-Meyer Assessment ; corrélations allant d’adéquates à excellentes avec la Mesure de l’indépendance fonctionnelle.

Groupes connus :
Une étude a noté que l’EEB est capable de distinguer les patients selon leur niveau de marche fonctionnelle.

Effets plancher/plafond Des effets de plancher et de plafond significatifs ont été détectés dans l’EEB
Sensibilité/ spécificité Aucune étude n’a documenté la sensibilité/spécificité de l’EEB auprès de patients ayant subi un AVC.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements

Une étude a relevé une sensibilité générale au changement avec l’EEB et deux études ont relevé une grande sensibilité au changement. Deux études ont indiqué une sensibilité au changement modérée de 6 semaines à 3 mois après l’AVC, mais une faible sensibilité après ces temps. Une étude a relevé qu’un changement minimum absolu de 6 points au score de l’EEB représente un véritable changement.

Acceptabilité Cette échelle d’observation directe n’est pas appropriée pour les patients sévèrement affectés, car elle évalue seulement un item concernant l’équilibre en position assise. Les individus actifs vont le trouver trop simple. L’échelle n’est pas appropriée pour l’administration par un proche aidant.
Faisabilité L’EEB ne requiert pas de formation spécialisée afin d’être administré. Toutefois, l’EEB peut seulement être administrée par des individus étant en mesure de prendre en charge de façon sécuritaire les patients ayant subi un AVC, car l’EEB est une évaluation risquée ; au cours de l’évaluation le patient peut tomber s’il n’est pas supervisé par quelqu’un possédant de l’expertise au niveau des AVC. Relativement peu d’équipement ou d’espace sont nécessaires.
Comment obtenir l’outil ? Cliquer ici pour obtenir une copie de l’EEB.

Propriétés psychométriques

Résumé

Berg, Wood-Dauphinee, Williams et Maki (1992) et Berg, Wood-Dauphinee et Williams (1995) ont examiné la validité et la fidélité de l’EEB. Suite à ces études psychométriques, les recherches actuelles sur l’EEB ont porté principalement sur la comparaison des propriétés psychométriques de l’échelle avec d’autres mesures de l’équilibre (ex. Mao, Hsueh, Tang, Sheu & Hsieh, 2002) et sur les tests de propriétés psychométriques de la version courte de l’EEB, EEB– 3P (Chou et al., 2006).

Effets plancher / plafond

Dans une étude de Mao et al. (2002), trois échelles d’équilibre fréquemment utilisées (l’EEB, la sous-échelle Équilibre de la Fugl-Meyer Assessment et la Postural Assessment Scale for Stroke Patients) ont été comparées. Un effet significatif de plancher a été détecté sur l’EEB et sur la sous-échelle Équilibre de la Fugl-Meyer, 14 jours après l’AVC. Une explication possible de cet effet est que l’item le moins exigeant de ces deux tests évalue l’indépendance pour s’assoir. Comme les patients atteints de déficiences sévères peuvent être incapables de faire les autres activités – par exemple, rester debout sur un pied, monter sur un tabouret, etc. – même s’ils s’améliorent, le résultat démontre un effet de plancher (le score ne montre pas de changement pour les personnes ayant une déficience grave). Ainsi, chez les personnes souffrant de déficiences sévères, il est possible d’envisager l’utilisation d’une autre échelle, telle que la Postural Assessment Scale for Stroke Patients, applicable à tous les patients ayant subi un AVC. L’EEB a également démontré un effet plafond significatif se situant à 90 et 180 jours après l’AVC, avec les patients ayant un fonctionnement de plus haut niveau, suggérant que l’échelle peut ne pas être en mesure de discriminer la fonction d’équilibre après 90 jours, moment à partir duquel les gens réintègrent habituellement leurs loisirs et leurs activités communautaires.

Fidélité

Cohérence interne :
Berg et al. (1995) ont effectué une étude pour évaluer la cohérence interne de l’EEB auprès de résidents âgés en soins longue durée et de patients ayant subi un AVC. L’EEB a été administrée aux résidents âgés (n=113), lors de l’admission aux soins de longue durée et à 3, 6 et 9 mois, et aux patients ayant subi un AVC (n=70), à 2, 4, 6 et 12 semaines suivant l’AVC. À chaque évaluation, les alphas de Cronbach se sont avérés supérieurs à 0,83 et 0,97, respectivement pour les résidents âgés et les patients ayant subi un AVC, démontrant que l’EEB a une excellente cohérence interne.

Inter-juges et intra-juge :
Berg et al. (1995) ont également évalué la fidélité inter-juges. Les thérapeutes ont administré l’EEB à 35 patients ayant subi un AVC, dans les 24 heures suivant une évaluation indépendante. De plus, il a été demandé aux proches aidants de tester les résidents âgés dans la semaine suivant l’évaluation indépendante. Pour évaluer la fidélité intra-juges, le même évaluateur a évalué 18 résidents et 6 patients ayant subi un AVC, à une semaine d’intervalle. Un accord entre les évaluateurs a été observé (CCI = 0,98), et le même évaluateur a été cohérent aux deux temps de mesure (CCI = 0,97).

Stevenson (2001) a examiné la fidélité inter-juges de l’EEB auprès de 48 patients ayant subi un AVC, évalués par deux évaluateurs différents lors de l’évaluation initiale (T1), et lors d’une deuxième évaluation (T2) dans un délai de 24 heures. La concordance entre les données T1 et T2 s’est avérée excellente (CCI = 0,92).

Intra-juge :
Flansbjer, Blom & Brogardh (2012) ont mené une étude de reproductibilité test-retest intra-juge dans laquelle 50 patients en phase chronique de récupération d’un AVC ont été évalués avec l’EEB à 2 reprises, à 7 jours d’intervalle, par le même évaluateur. La fidélité test-retest s’est avérée excellente (CCI = 0,88). La moyenne des différences des scores du test, mesurée par la technique de Bland et Altman, s’est avérée élevée et positive (d = 0,72), indiquant un effet d’apprentissage.

Note : Lors d’une analyse de Bland et Altman, une différence des moyennes près de zéro indique un plus grand accord entre les mesures.

Validité

Contenu :

Les items ont été sélectionnés d’après des entrevues auprès de 12 clients en gériatrie et 10 professionnels. La liste des items a été révisée à la suite d’un pré-test de tous les items préliminaires.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Soixante-dix clients en phase aiguë de récupération d’un AVC ont été évalués avec l’EEB, l’indice de Barthel et la sous-échelle Équilibre de la Fugl-Meyer Assessment, à 4, 6 et 12 semaines suivant l’AVC. Les corrélations entre l’EEB et l’indice de Barthel étaient excellentes (variant de r = 0,80 à r = 0,94), et les corrélations entre l’EEB et la sous-échelle Équilibre de la Fugl-Meyer Assessment variaient d’adéquates à excellentes (de r = 0,62 à r = 0,94 – Berg et al., 1992).

Les scores sur l’EEB ont également corrélés avec la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF), r = 0,57 à 0,70, (Juneja, Czyrny & Linn, 1998) et r = 0,76 (Wee, Bagg & Palepu, 1999).

Groupes connues :
Stevenson (2001) a examiné la validité des groupes connus de l’EEB auprès de 48 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC, en utilisant la méthode de Dunn. Les patients ont été regroupés selon les scores sur la Functional Ambulation Category (FAC) : ASSIST (Score de la FAC ≤ 2, requiert de l’assistance physique, n = 16), SBA (Score de la FAC = 3, requiert de l’assistance d’appoint, n = 17) ou INDEP (Score de la FAC ≥ 4, se déplace de façon indépendante, n = 15). Une différence significative a été notée entre les groupes INDEP et ASSIST (Q = 4,47, p<0.05), et entre les groupes INDEP et SBA (Q = 3,07, p<0.05), mais pas entre les groupes SBA et ASSIST.

Critère :

Concourante :
Flansbjer, Blom & Brogardh (2012) ont relevé d’excellentes relations entre l’EEB et la Single-Leg Stance (SLS) auprès de 50 patients en phase chronique de récupération d’un AVC (r = 0,65 – 0,79, p<0.001), en utilisant les coefficients de corrélation spécifique de Pearson.

Liston et Brouwer (1996) ont démontré que les scores sur l’EEB sont liés aux mesures dynamiques du Balance Master (r ≥ 0,48) chez 20 patients hémiparétiques.

Mao et al. (2002) ont relevé d’excellentes relations entre les scores sur l’EEB et la sous-échelle Équilibre de la Fugl-Meyer Assessment (r = 0,90 à 0,92) et la Postural Assessment Scale for Stroke Patients (r = 0,92 à 0,95), lors de 4 périodes d’évaluations (14, 30, 90 et 180 jours après l’AVC).

Tyson et DeSouza (2004) ont testé les validités concourantes de la section assise de la Motor Assessment Scale, de l’EEB et du Rivermead Mobility Index, en utilisant le rho de Spearman, et ont noté que les scores sur l’EEB sont corrélés avec les tests comparatifs appropriés (r = 0,32 à 0,74), à l’exception du test du transfert de poids et des tests de Step-up, qui n’ont pas formé de relations significatives avec l’EEB (respectivement, r = 0,26 et 0,19).

Smith, Hembree et Thompson (2004) ont noté que l’EEB est corrélée avec le Functional Reach (r = 0,78). Lorsque les relations entre les deux mesures pour des patients avec des déficiences motrices similaires ont été examinées (selon les quatre catégories de sévérité de l’AVC de la section motrice de la Fugl-Meyer Assessment, telles que suggérées par Duncan et al. – 1992), les corrélations différaient selon la sévérité de l’AVC des patients, avec la plus basse corrélation pour ceux ayant une déficience motrice modérément sévère (un score de 36-55 sur la Fugl-Meyer Assessment ; r = 0,24) et la plus haute corrélation pour ceux ayant une déficience motrice modérée (un score de 56-79 sur la FMA ; r = 0,80).

Trente et une personnes âgées ont été évaluées avec l’EEB, aux mesures de laboratoire du balancement postural (postural sway) et aux mesures cliniques d’équilibre et de mobilité incluant la Tinetti Balance Subscale, la sous-échelle Mobilité de l’indice de Barthel et le Time Up and Go Test. Le balancement postural a corrélé adéquatement avec l’EEB (r = -0,55) et les corrélations au niveau des mesures cliniques ont varié de faible (r = -0,46) à excellente (r = -0,67) et sont en corrélation négative (de faibles scores au balancement postural et aux mesures cliniques indiquent un fonctionnement normal, tandis qu’un score élevé sur l’EEB indique un fonctionnement normal, résultant donc en une corrélation négative). La corrélation avec la Tinetti Balance Subscale était excellente (r = 0,91), et l’EEB a corrélé adéquatement avec la sous-échelle Mobilité de lindice de Barthel (r = 0,67). La corrélation avec le Time Up and Go Test était excellente et négative (r = -0,76), ce qui signifie qu’un faible score sur le Time Up and Go Test (un faible score suggère un fonctionnement normal) correspond à un haut score à l’EEB (un score élevé indique que l’équilibre est intact – Berg et al. 1992).

Dans la même étude, des corrélations entre les scores sur l’EEB et les évaluations de 113 résidents d’un domicile pour personnes âgées, ainsi que celle du personnel soignant, ont varié de faibles à adéquates (personnes âgées : r = 0,39 à r = 0,41 ; personnels soignants : r = 0,47 à r = 0,61 – Berg et al., 1992).

Prédictive :
Cent treize personnes âgées ont été suivies durant 12 mois et classifiées selon qu’ils ont chuté à 0, 1 ou > 2 reprises durant cette période. Le risque relatif de chutes au cours des 12 prochains mois était 2,7 fois plus probable chez les patients qui ont obtenu un score de < 45 sur l’EEB (Berg et al., 1992).

L’administration de l’EEB lors de l’admission était adéquatement prédictive de la durée du séjour dans l’unité de réadaptation (r = -0,39). Cette corrélation négative suggère qu’un score élevé sur l’EEB conduit à une plus courte durée de séjour (Juneja et al., 1998).

Dans Mao et al. (2002), la validité prédictive de l’EEB a été évaluée en comparant les résultats sur l’EEB à 14, 30 et 90 jours après l’AVC avec ceux de la Motor Assessment Scale (MAS) à 180 jours après l’AVC, en utilisant le coefficient de corrélation de Spearman. Les scores sur l’EEB aux 3 premiers jours post-AVC étaient hautement corrélés avec les scores de la MAS lors des évaluations au 180e jour après l’AVC (r > 0.8), ce qui indique une excellente validité prédictive.

Fulk, Reynolds, Mondal & Deutsch (2010) ont examiné la validité prédictive du 6MWT et d’autres mesures cliniques fréquemment utilisées (la FMA MI, le Self-selected gait-speed, la SIS et l’EEB) auprès de 19 patients ayant subi un AVC. L’EEB ne s’est pas avérée comme un indicateur significatif de la moyenne de pas par jour (r = 0,54 ; P = 0,016). Bien que le Self-selected gait-speed et les mesures de l’équilibre soient liés à l’activité de marche, seulement le 6MWT s’est révélé un indicateur du déplacement dans la communauté chez les patients ayant subi un AVC.

Sensibilité au changement

Flansbjer, Blom & Brogardh (2012) ont examiné la sensibilité au changement de l’EEB auprès de 50 patients en phase chronique de récupération d’un AVC qui ont été évalués à deux reprises dans un intervalle de 7 jours. L’erreur type (SEM), c’est-à-dire le plus petit changement qui indique une amélioration véritable pour un groupe d’individus, était de 3%. La plus petite différence pour une seule personne était de 8%.

Stevenson (2001) a examiné la sensibilité au changement de l’EEB auprès de 48 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC évalués par différents évaluateurs à 3 intervalles – évaluation initiale (T1), deuxième évaluation dans un délai de 24 heures (T2), et troisième évaluation après une ou deux semaines d’intervention (T3). Les patients ont été catégorisés dans l’un de trois groupes selon les scores sur la Functionnal Ambulation Category (FAC) : ASSIST (Score au FAC ≤ 2, requiert de l’assistance physique) ; SBA (Score au FAC = 3, requiert de l’assistance d’appoint) ; et INDEP (Score au FAC ≥ 4, se déplace de façon indépendante). Tous les groupes ont démontré des augmentations statistiquement significatives au niveau de la performance sur l’EEB entre le T1 et le T3 (selon le Test des rangs signés de Wilcoxon, W = 77.4 – 106, pp≤0.002), mais pas entre le T1 et le T2. Le Changement minimal détectable (Minimal Detectable Change – MDC) entre le T1 et le T2 était de 5,8 (90 % Cl), ce qui indique qu’un changement minimum absolu de score de 6 points représente un changement dans la performance d’un patient sur l’EEB lorsqu’évalué par deux évaluateurs différents dans un délai de 24 heures (tous les patients ± 6 ; groupe INDEP ± 6 ; groupe SBA ± 5 ; groupe ASSIST± 7).

Mao et al. (2002) ont évalué la sensibilité au changement de l’EEB, de la sous-échelle Équilibre de la Fugl-Meyer Assessment et de la Postural Assessment Scale for Stroke Patients, en calculant l’ampleur de l’effet (AE – en divisant les scores de changement moyens par l’écart type du score de changement les mêmes sujets). L’AE a démontré que l’EEB était modérément réactif dans la détection des changements avant 90 jours après un AVC. Les AE de l’EEB se sont avérées les plus grandes dans l’intervalle compris entre le 14e et le 30e jours (0,80) et diminuaient lorsque celle-ci se déplaçait dans le temps après l’AVC (30 à 90 jours après l’AVC, AE = 0,69). L’AE de l’EEB était considéré comme faible 90 à 100 jours après l’AVC (AE = 0,40). Les changements sur l’EEB se sont avérés significatifs à chaque étape.

Pour déterminer si la sensibilité au changement des mesures a varié selon les déficits initiaux induits par l’AVC, les patients ont été classés dans l’un des 3 groupes suivants en fonction de leurs scores sur la sous-échelle Équilibre de la Fugl-Meyer Assessment : 0 à 35, sévère ; 36 à 79, modéré ; et 80, léger. La sensibilité au changement de l’EEB à différentes étapes pour les patients avec différents niveaux de sévérité de l’AVC (ES = 0,21), suggère que l’EEB est généralement sensible au changement au cours du temps après l’AVC. Toutefois, l’EEB s’est révélée moins sensible que la sous-échelle Équilibre de la Fugl-Meyer Assessment et la Postural Assessment Scale for Stroke Patients pour les patients présentant un AVC sévère de 14 à 30 jours après l’AVC. La raison de cette conclusion pourrait être que l’EEB n’a pas été initialement conçue pour les patients ayant subi un AVC, et seulement un item de l’échelle évalue les capacités d’équilibre dans la position assise. Puisque l’équilibre assis est l’une des premières postures à être restituée après un AVC, il semble que l’EEB manque d’items pour détecter le changement chez les patients qui sont incapables de se tenir debout de façon indépendante.

Wood-Dauphinee, Berg, Bravo et Williams (1997) ont relevé une ampleur de l’effet de 0,66 pour une période initiale d’évaluation de 6 semaines après l’AVC, de 0,25 entre la 6e et la 12e semaine après l’AVC, et une ampleur de l’effet globale de 0,97.

Salbach et al. (2001) ont utilisé la Réponse moyenne standardisée (RMS = changement moyen / écart type du changement) pour estimer la sensibilité au changement du Test de marche sur 5 mètres, du Test de marche sur de 10 mètres, de l’EEB, de l’Indice de Barthel, de la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement et du Timed Up and Go auprès de 50 patients avec des déficits résiduels au niveau de la démarche après un premier AVC. La RMS entre le 8e et le 38e jour après l’AVC pour l’EEB était de 1,04. L’EEB a été classée comme la seconde mesure la plus sensible (le Test de marche sur 5 mètres étant la mesure la plus sensible) et a été recommandée pour être utilisée auprès des patients qui ont subi un AVC sévère.

English, Hillier, Stiller et Warden-Flood (2006) ont étudié la sensibilité du Gait speed, de l’EEB et de la Motor Assessment Scale auprès de 78 patients recevant des services d’une Unité de réadaptation à la suite d’un premier ou d’un second AVC, pour détecter le changement à travers le temps. Les patients ont été évalués dans un délai d’une semaine suite à leur admission et dans un délai d’une semaine suite au congé. L’EEB s’est avérée sensible au changement (seulement deux patients n’ont pas démontré de changement), avec une grande ampleur de l’effet (d = 1,01).

Références

  • Benaim, C., Pérennou, D. A., Villy, J., Rousseaux, M., Pelissier J. Y. (1999). Validation of a Standardized Assessment of Postural Control in Stroke Patients: The Postural Assessment Scale for Stroke Patients (PASS). Stroke, 30, 1862-1868.
  • Berg, K.O., Wood-Dauphinee, S., Williams, J. L., Maki, B. (1989). Measuring balance in the elderly: Validation of an instrument. Physiotherapy Canada, 41(6), 304-311.
  • Berg, K., Wood-Dauphinee, S. L., Williams, J. I., Maki, B. E. (1992). Measuring balance in the elderly: Validation of an instrument. Canadian Journal of Public Health, 83(S2), S7-S11.
  • Berg, K., Wood-Dauphinee, S. L., Williams, J. I. (1995). The Balance Scale: reliability assessment with elderly residents and patients with an acute stroke. Sc and J Rehabil Med, 27(1), 27-36.
  • Chou, C. Y., Chien, C. W., Hsueh, I. P., Sheu, C. F., Wang, C. H., Hsieh, C. L. (2006). Developing a Short Form of the Berg Balance Scale for People With Stroke. Physical Therapy, 86(2), 195-204.
  • Juneja, J., Czyrny, J. J., Linn, R. T. (1998). Admission balance and outcomes of patients admitted for acute inpatient rehabilitation. Am J Phys Med Rehabil, 77, 388-393.
  • Liston, R., Brouwer, B. J. (1996). Reliability and validity of measures obtained from stroke patients using the balance master. Arch Phys Med Rehabil, 77, 425-430.
  • English, C. K., Hillier, S. L., Stiller, K., Warden-Flood, A. (2006). The sensitivity of three commonly used outcome measures to detect change amongst patients receiving inpatient rehabilitation following stroke. Clin Rehabil, 20(1), 52-55.
  • Fulk, G. D., Reynolds, C., Mondal, S., & Deutsch, J. E. (2010). Predicting home and community walking activity in people with stroke. Arch Phys Med Rehabil, 91, 1582-1586.
  • Flansbjer, U-B., Blom, J., & Brogardh, C. (2012). The reproducibility of Berg Balance Scale and the Single-Leg Stance in chronic stroke and the relationship between the two tests. Physical Medicine & Rehabilitation, 4(3), 165-170.
  • Mao, H. F., Hsueh, I. P., Tang, P. F., Sheu, C. F., Hsieh, C. L. (2002). Analysis and comparison of the psychometric properties of three balance measures for stroke patients. Stroke, 33, 1022.
  • Miyamoto, S. T., Lombardi, I. J., Berg, K. O., Ramos, L. R., Natour, J. (2004). Brazilian version of the Berg balance scale. Braz J Med Biol Res, 37(9), 1411-1421.
  • Salbach, N. M., Mayo, N. E., Higgins, J., Ahmed, S., Finch, L. E., Richards, C. L. (2001). Responsiveness and predictability of gait speed and other disability measures in acute stroke. Arch Phys Med Rehabil, 82, 1204-1212.
  • Scherfer, E., Bohls, C., Freiberger, E., Heise, K. F., Hogan, D. (2006). Berg-Balance-Scale – German Version – Translation of a standardized instrument for the assessment of balance and risk of falling. Physioscience, 2, 59-66.
  • Smith, P. S., Hembree, J. A., Thompson, M. E. (2004). Berg Balance Scale and Functional Reach: Determining the best clinical tool for individuals post acute stroke. Clin Rehabil, 18, 811-818.
  • Stevenson, T.J. (2001). Detecting change in patients with stroke using the Berg Balance Scale. Australian Journal of Physiotherapy, 47, 29-38.
  • Tyson, S. F., De Souza, L. H. (2004). Reliability and validity of functional balance tests post stroke. Clin Rehabil, 18, 916-923.
  • Wee, J. Y. M., Bagg, S. D., Palepu, A. (1999). The Berg Balance Scale as a predictor of length of stay and discharge in an acute stroke rehabilitation setting. Arch Phys Med Rehabil, 80, 448-452.
  • Wood-Dauphinee, S., Berg, K. O., Bravo, G., Williams, J. L. (1997). The Balance Scale: responsiveness to clinically meaningful changes. Can J Rehab, 10, 35-50.

Voir la mesure

Cliquer ici pour trouver une copie intégrale de l’Échelle d’équilibre de Berg.

En cliquant ici, vous pouvez accéder à une vidéo indiquant la façon d’administrer l’évaluation.

Table des matières

Fugl-Meyer Assessment of Sensorimotor Recovery After Stroke (FMA)

Évidence révisées en date du 07-11-2010
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 Fugl-Meyer Assessment (FMA) est un index d’incapacité basé sur la performance, spécifique à l’AVC. Il est conçu pour évaluer la fonction motrice, la sensibilité, l’équilibre, l’amplitude et la douleur articulaires pour les patients présentant une hémiplégie suite à un AVC (Fugl-Meyer, Jaasko, Leyman, Olsson, & Steglind, 1975; Gladstone, Danells, & Black, 2002). Elle est utilisée en clinique et pour la recherche afin de déterminer la sévérité de la maladie, décrire la récupération motrice, planifier et évaluer le traitement.

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

La Fugl-Meyer Assessment (FMA) est un index d’incapacité basé sur la performance, spécifique à l’AVC. Elle est conçue pour évaluer la fonction motrice, la sensibilité, l’équilibre, l’amplitude et la douleur articulaires pour les patients présentant une hémiplégie suite à un AVC (Fugl-Meyer, Jaasko, Leyman, Olsson, & Steglind, 1975; Gladstone, Danells, & Black, 2002). Elle est utilisée en clinique et pour la recherche afin de déterminer la sévérité de la maladie, décrire la récupération motrice, planifier et évaluer le traitement.

Caractéristiques de l’outil

Items :

L’évaluation comprend cinq domaines et 155 items au total :

  • Fonction motrice (des membres supérieurs et inférieurs)
  • Sensibilité (évalue le toucher léger sur les deux côtés du bras et de la jambe, et la proprioception pour les 8 articulations)
  • Équilibre (comprend 7 tests, 3 assis et 4 debout)
  • Amplitude articulaire (8 articulations)
  • Douleur articulaire

Le domaine de la Fonction motrice inclut des items évaluant le mouvement, la coordination et les réflexes de l’épaule, du coude, de l’avant-bras, du poignet, de la main, de la hanche, du genou et de la cheville. Les items du domaine Fonction motrice sont dérivés de la description de l’histoire naturelle de récupération motrice suivant un AVC de Twitchell’s 1951 et intègre les stades de récupération motrice de Brunnstrom (Gladstone et al. 2002; Poole & Whitney, 2001). Les items de la FMA sont destinés à évaluer la récupération dans un contexte de système moteur. Les tâches fonctionnelles ne sont pas incluses dans l’évaluation (Chae, Labatia, & Yang, 2003).

Temps :

Les sections de la FMA sont souvent administrées séparément, toutefois il faut compter environ 30-35 minutes pour administrer l’évaluation en entier (Poole & Whitney, 2001). La durée moyenne du temps d’administration des sous-résultats Fonction motrice, Sensibilité et Équilibre de la FMA varie de 34 à 110 minutes, avec une moyenne de temps d’administration de 58 minutes (Malouin, Pichard, Bonneau, Durand & Corriveau, 1994). Lorsque seulement le domaine évaluant la Fonction motrice est administré, il faut compter environ 20 minutes pour le compléter. Une critique majeure de la FMA se rapporte à sa durée d’administration (Gladstone et al., 2002). Parfois, l’évaluation peut demander plus de 35 minutes pour être complétée, tel est le cas lorsqu’elle est administrée à des patients aphasiques ou sévèrement affectés (Kusoffsky, Wadell, & Nilsson, 1982; Dettmann, Linder, & Sepic, 1987).

Cotation :

La cotation est basée sur l’observation directe de la performance. Les items de l’évaluation sont cotés sur la base de la capacité à compléter l’item en utilisant une échelle ordinale à 3 points où 0 = ne peut accomplir ; 1 = accompli partiellement ; et 2 = accompli complètement. Le résultat total possible pour l’évaluation est de 226 points.

Les points sont divisés parmi les domaines suivants :

  • Résultat Fonction motrice: varie de 0 (hémiplégie) à 100 points (performance motrice normale). Divisé en 66 points pour le membre supérieur et 34 points pour le membre inférieur.
  • Résultat Sensibilité: varie de 0 à 24 points. Divisé en 8 points pour le toucher léger et 16 points pour la proprioception.
  • Résultat Équilibre: varie de 0 à 14 points. Divisé en 6 points pour la position assise et 8 points pour la position debout.
  • Résultat Amplitude articulaire: varie de 0 à 44 points.
  • Résultat Douleur articulaire: varie de 0 à 44 points.

Les classifications pour la sévérité de l’incapacité ont été proposées sur la base des scores totaux de la Fonction motrice de la FMA (sur 100 points)

Source : Finch, Brooks, Stratford, & Mayo, 2002

Fugl-Meyer (1980) Fugl-Meyer et al. (1975) Duncan, Goldstein, Horner, Landsman, Samsa, & Matchar (1994)
< 50 = Sévère 0-35 = Très sévère
50-84 = Marqué ≤ 84 = Hémiplégie 36-55 = Sévère
85-94 = Modéré 85-95 = Hémiparésie 56-79 = Modéré
95-99 = Léger 96-99 = Incoordination motrice légère > 79 = Léger

Chacun des cinq domaines de la FMA peut être séparé pour évaluer des construits spécifiques. Par exemple, pour évaluer la fonction du membre supérieur, les sous-sections relatives spécifiquement au mouvement, à la sensibilité, à l’amplitude et à la douleur articulaire du membre supérieur peuvent être examinées sans administrer le reste de l’évaluation.

La cotation de la FMA dépendra du nombre d’items inclus dans la sous-section choisie.

Crow et al. (2008) ont proposé une méthode d’administration raccourcie pour les parties Membre supérieur et Membre inférieur de la FMA. En utilisant une analyse de Guttman, les auteurs ont déterminé que les items des sections Membre supérieur et Membre inférieur remplissent les critères pour une hiérarchie valide. Sur le plan clinique, cela signifie qu’au lieu d’administrer l’évaluation en entier, le clinicien peut choisir de commencer à l’administrer à une certaine section de l’échelle qui semble appropriée pour observer le niveau de rétablissement d’un patient. Si un patient est capable d’accomplir tous les items restants de la section, il reçoit un résultat total sur cette section. De plus, lorsque l’individu évalué est incapable d’accomplir tous les items d’une section donnée, un résultat de 0 est attribué pour tous les items restants, ceux les plus difficiles. Cette méthode de procédure réduit le temps requis pour accomplir l’évaluation. Toutes les lignes directrices pour la procédure d’évaluation hiérarchique sont fournies par Crow et al. (2008).

Équipements :

La FMA requiert un tapis ou un lit, quelques petits objets et plusieurs outils différents pour l’évaluation de la sensibilité, des réflexes et de l’amplitude articulaire. Matériel requis (Poole & Whitney, 2001; Sullivan et al., 2011) :

  • Bouts de papier
  • Balle
  • Balle de coton
  • Crayon
  • Marteau à réflexe
  • Cylindre (petite canne ou pot)
  • Goniomètre
  • Chronomètre
  • Bandeau pour les yeux
  • Chaise
  • Table de chevet

Sous-échelles :

Il y a cinq domaines qui peuvent être évalués indépendamment : la Fonction motrice, la Sensibilité, l’Équilibre, l’Amplitude articulaire et la Douleur articulaire. La Sensibilité et la Douleur articulaire, de nature plus subjective, sont moins fréquemment utilisées (Gladstone et al., 2002). Sullivan et al. (2011) ont publié un manuel de procédures pour la FMA, qui inclut les procédures de formation pour la pratique clinique et les essais de recherche, dans le but de standardiser les procédures d’évaluation.

Formation :

La FMA devrait être administrée sur une base individuelle avec le patient, par un physiothérapeute, un ergothérapeute ou un autre professionnel qualifié en réadaptation (Gladstone et al., 2002). Les lignes directrices fournies par Fugl-Meyer et al. (1975) suggèrent que le client devrait être informé verbalement et/ou par une démonstration de l’évaluation. L’évaluateur est autorisé à aider le patient dans l’évaluation du poignet et de la main pour stabiliser le bras (Fugl-Meyer et al., 1975). Chez les patients confinés au lit, l’amplitude articulaire en abduction de l’épaule devrait être effectuée à 90 degrés et l’extension de la hanche à 0 degré.

Versions alternatives de la Fugl-Meyer Assessment

En 1975, Fugl-Meyer, Jaasko, Leyman, Olsson, et Steglind ont publié la FMA.

Révision du sous-résultat d’équilibre :

Subséquemment à des problèmes relevés avec les items évaluant l’équilibre en position assise (Malouin et al., 1994), Hseuh et al. (2001 – tel que documenté dans Mao, Hsueh, Tang, Sheu, & Hsieh, 2002) ont proposé de légères modifications à la cotation des deux items problématiques portant sur les réactions. Dans cette version modifiée, les patients reçoivent un score de 0 s’ils perdent facilement l’équilibre ; 1 s’il perdent partiellement l’équilibre ; et 2 s’ils maintiennent bien l’équilibre en position assise lorsqu’on les pousse avec fermeté du côté affecté ou non-affecté. La validité de la FMA-Équilibre s’est avérée excellente (r=0,84).

Version courte à 12 items :

Hseih et al. (2007) ont développé une version courte à 12 items de la FMA basée sur les domaines Membre supérieur et Membre inférieur de la FMA. Les items ont été retenus sur la base de leur représentativité des stades de Brunnstrom et de la difficulté des items évalués via une analyse de Rasch.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec

  • Les patients en phase aiguë à chronique de récupération post-AVC et admis dans un établissement de soins aigus (Wood-Dauphinee, Williams, & Shapiro, 1990) et orientés vers la communauté (Nadeau, Arsenault, Gravel & Bourbonnais, 1999).
  • Même si elle prend plus de temps à administrer, la FMA peut être administrée à des patients sévèrement atteints ou à des patients présentant de l’aphasie.

Ne devrait pas être utilisé avec

  • Les patients qui ont besoin d’un proche aidant pour la compléter. Comme pour les autres indices d’incapacité, la FMA est cotée par observation directe et ainsi ne peut être utilisé par un proche aidant.
  • La FMA ne devrait pas être utilisé pour détecter les mouvements fins ou complexes ou la coordination, puisqu’elle ne mesure que les mouvements grossiers d’un membre. Une échelle qui emploie une évaluation plus fine des mouvements isolés et de la gamme complète de la fonction motrice du membre supérieur (seulement) est le Motor Status Score. Cette échelle s’est avérée être une évaluation fiable et valide de l’incapacité et la détérioration du membre supérieur suite à un AVC (Ferraro et al., 2002).
  • En tant qu’évaluation de la récupération motrice dans un contexte de système moteur, la FMA peut distinguer la récupération motrice de la récupération fonctionnelle. Par conséquent, la FMA peut ne pas être sensible à l’amélioration fonctionnelle auprès de populations en phase chronique de récupération post-AVC (van der Lee et al., 2001). Dans ces cas, un outil plus approprié pour évaluer l’amélioration fonctionnelle auprès de populations en phase chronique est l’Action Research Arm Test (évaluant la fonction du membre supérieur seulement).

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

  • Anglais
  • Canadien français (Arsenault, Dutil, Lambert, Corriveau, Guarna, & Drouin, 1988)

Sommaire

Que mesure l’outil ? Fonction motrice, sensibilité, équilibre, amplitude articulaire et douleur articulaire.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Patients avec hémiplégie suite à un AVC
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration Il faut approximativement 30-35 minutes pour administrer la FMA en entier. L’administration des domaines Fonction motrice, Sensibilité et Équilibre varie de 34 à 110 minutes avec une moyenne de temps d’administration de 58 minutes. Lorsque seulement le domaine évaluant la Fonction motrice est administré, il faut approximativement compter 20 minutes pour le compléter.
Versions
  • FMA-Équilibre modifié
  • Version courte à 12 items
Langues Traduit et validé en français
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Sur trois études examinant la cohérence interne de la FMA, les trois ont relevé une excellente cohérence interne.

Test-retest :
Sur six études examinant la fidélité test-retest de la FMA, cinq ont relevé une excellente fidélité test-retest. Deux études ont examiné le niveau d’accord entre les items de la FMA et ont relevé que les items évaluant le toucher léger de la sous-échelle Sensibilité variaient de faibles à adéquats ; que la sous-échelle évaluant la Douleur articulaire s’est avérée avoir seulement une fidélité adéquate, cependant que la fidélité test-retest du score total de la FMA est demeurée excellente. L’étude qui a examiné la stabilité longitudinale des items de la FMA, telle que calculée à l’aide d’une analyse de Rasch, a révélé que les scores obtenus à deux reprises sont comparables.

Inter-juges :
Sur les quatre études examinant la fidélité inter-juges, toutes les quatre ont relevé une excellente fidélité inter-juges (à l’exception de la sous-score Équilibre, qui s’est avérée faible dans une étude).

Validité Contenu :
Les items de la FMA version courte à 30 items reflète un même construit, à l’exception de l’item évaluant la prise crochet. Basé sur l’échelle d’analyse de Guttman, le domaine évaluant la Fonction motrice s’est avéré pouvoir être organisés en séquence hiérarchique, permettant ainsi l’utilisation d’une méthode raccourcie d’administration de la FMA.

Critère :
La FMA prédit les résultats de la Motor Assessment Scale 180 jours après la survenue de l’AVC. Les sous-résultats de la FMA Membre inférieur (FMA-MI) lors de l’admission ont prédit les résultats de Mobilité et de Locomotion de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle au moment du congé de la réadaptation. Les résultats de la FMA lors de l’admission ont prédit les résultats de l’Indice de Barthel au moment du congé. Les résultats de la FMA-MI se sont avérés être de faibles prédicteurs de la moyenne de pas par jour.

D’excellentes corrélations ont été relevées avec l’Indice de Barthel et la Motor Assessment Scale (à l’exception des items des deux échelles évaluant l’équilibre assis) ; le Sensory Organization Balance Test, l’Action Research Arm Test, la DeSouza scale, la Chedoke-McMaster Stroke Assessment scale, l’Échelle d’équilibre de Berg, la Postural Assessment scale for Stroke, la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM), les versions courtes de la FMA et de la STREAM, les évaluations de la performance de vitesse de marche et l’indice de vélocité, et l’Arm Motor Ability Test.

Construit :
Le sous-résultat de la FMA-MI est capable de faire la distinction entre les patients qui nécessitent de l’aide pour la marche et entre trois niveaux de capacité face aux soins personnels (dépendant, partiellement dépendant et indépendant).

D’excellentes corrélations ont été relevées entre la FMA et l’Indice de Barthel (à l’exception du domaine évaluant la Sensibilité de la FMA) ; la sous-échelle motrice de la FMA Membre supérieur (FMA-MS) et l’Action Research Arm Test ; la FMA et la Bobath Assessment of upper extremity ; la FMA et la Mesure de l’indépendance fonctionnelle ; le domaine Fonction motrice de la FMA et différentes mesures de la marche.

Effet plancher/plafond Un faible effet de plafond a été constaté avec le domaine évaluant la Sensibilité de la FMA. Un faible effet de plancher a été constaté avec le domaine modifié évaluant l’Équilibre de la FMA, 14 jours après l’AVC. Une autre étude a relevé un excellent effet de plancher et un effet de plafond adéquat pour les scores du domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA, lors de l’admission et au moment du congé d’un programme de réadaptation.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Un faible effet de plafond a été constaté avec le domaine évaluant la Sensibilité de la FMA. Un faible effet de plancher a été constaté avec le domaine modifié évaluant l’Équilibre de la FMA, 14 jours après l’AVC. Une autre étude a relevé un excellent effet de plancher et un effet de plafond adéquat pour les scores du domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA, lors de l’admission et au moment du congé d’un programme de réadaptation.
Acceptabilité Sur cinq études examinées, une a indiqué que la FMA a une grande capacité de détecter les changements ; une a indiqué une capacité modérée ; une a indiqué capacité allant de petite à modérée ; et deux ont indiqué une petite capacité de détecter les changements.
Faisabilité La FMA doit être administrée par un physiothérapeute ou un ergothérapeute qualifié. Il ne nécessite aucun équipement spécialisé et peut être administré dans une variété d’environnements et a été évalué pour être utilisé pour les études longitudinales.
Comment obtenir l’outil ?

La FMA peut être obtenue en suivant le lien ci-dessous (de l’Institut de Médecine de Réadaptation, Université de Goteberg, Goteberg, Suède). http://www.neurophys.gu.se/sektioner/klinisk_neurovetenskap_och_rehabilitering/neurovetenskap/rehab_med/fugl-meyer/

Une version de l’outil est aussi fournie dans Fugl-Meyer et al. (1975), et dans le livre de Dittmar, S. S. and Gresham, G. E. (1997) intitulé Functional assessment and outcome measures for the rehabilitation health professional.

Le manuel de procédures de la FMA a été développé par Sullivan et al. (2011), et peut être obtenu en suivant le lien ci-dessous : http://stroke.ahajournals.org/cgi/content/full/STROKEAHA.110.592766/DC1

Propriétés psychométriques

Résumé

La FMA a été utilisée comme étalon de mesure à partir duquel la validité des autres outils a été comparée. Toutefois, la fidélité et la validité du domaine de la FMA évaluant l’Équilibre (les items d’équilibre assis en particulier) se sont avérées discutables. Tel que mentionné dans la section présentant les Versions alternatives de la FMA, les révisions apportées à la cotation du domaine évaluant l’Équilibre semblent avoir entraîné une augmentation de la fidélité de la mesure (Mao et al. 2002) ; cependant, de plus amples études sur les modifications apportées sont requises. Le domaine de la FMA évaluant la Sensibilité a également été critiqué pour sa faible sensibilité au changement.

Effets plancher/plafond

Lin et al. (2004) ont examiné les propriétés psychométriques du domaine de la FMA évaluant le Sensibilité et ont relevé que ce domaine présentait un grand effet de plafond à tous les moments d’évaluation. À 14-30 jours post-AVC, 44,4% des patients ont atteint le plus haut résultat ; à 30-90 jours, 48,9% ; à 90-180 jours, 62,7% ; et à 14-180 jours, 72,1% des patients ont atteint le plus haut résultat.

Mao et al. (2002) ont comparé les propriétés psychométriques de l’Échelle d’équilibre de Berg, du sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA, et de la Postural Assessment Scale for Stroke Patients auprès de 123 patients ayant subi un AVC, lors de suivis prospectifs à 14, 30, 90 et 180 jours après la survenue de l’AVC. Le sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA a présenté un grand effet de plafond (29,3%) à 14 jours post-AVC.

Hsueh, Hsu, Sheu, Lee, Hsieh et Lin (2009) ont analysé les effets de plancher et/ou de plafond de la FMA, de la version courte de la FMA, de la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM) et de la version courte de la STREAM auprès de 50 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués lors de l’admission et au moment du congé du service de réadaptation. Lors de l’admission, la FMA et la version courte de la STREAM ont démontré un excellent effet de plancher et de plafond ; aucun participant n’ayant obtenu les scores minimum ou maximum. Les autres mesures ont démontré des effets adéquats de plancher et de plafond ; 2 à 18 % des patients ayant obtenu les scores les plus bas ou les plus élevés. Au moment du congé, la FMA et la version courte de la STREAM ont démontré un excellent effet de plancher, 0 % des participants ayant obtenu une note de 0 ; les autres mesures ont démontré des effets de plancher et de plafond adéquats, la proportion des patients ayant obtenu les notes minimale et maximale variant de 1 à 20 %.

Fidélité

Lin et al. (2004) ont examiné la cohérence interne de la FMA auprès de 176 patients ayant subi un AVC, entre 14 et 180 jours après l’AVC. Les alphas de Cronbach pour la FMA à quatre de temps de mesure post-AVC se sont avérés excellents, allant d’un alpha = 0,94 à 0,98. La fidélité inter-juges du score total de la FMA s’est également avérée excellente, avec un coefficient de corrélation intra-classe (CCI) de 0,93. Cependant, le niveau d’accord de l’item du domaine Sensibilité évaluant le toucher léger variait de faible à adéquat (le kappa pondéré variant de 0,30 à 0,55).

Platz, Pinkowski, van Wijck, Kim, di Bella et Johnson (2005) ont testé la fidélité test-retest et inter-juges des items de la FMA évaluant le Membre supérieur (incluant les items des domaines évaluant le Fonction motrice, la Sensibilité, l’Amplitude articulaire passive et la Douleur articulaire), l’Action Research Arm Test et le Box and Block Test, auprès de patients présentant de la parésie du membre supérieur suite à un AVC (n=37), de la sclérose en plaques (n=14), ou des lésions traumatiques au cerveau (n=5). La fidélité test-retest de la FMA, calculée à l’aide des CCI, s’est avérée excellente (CCI = 0,97 pour le score de Fonction motrice ; CCI = 0,81 pour la Sensibilité ; CCI = 0,95 pour l’Amplitude articulaire passive et la Douleur articulaire). La fidélité inter-juges pour le sous-score Membre supérieur de la FMA, calculée à l’aide des CCI, s’est également avérée excellente (CCI = 0,99 pour le score de Fonction motrice ; CCI = 0,98 pour la Sensibilité ; et CCI = 0,98 pour l’Amplitude articulaire passive et la Douleur articulaire).

Mao et al. (2002) ont comparé les propriétés psychométriques de l’Échelle d’équilibre de Berg, du sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA, et de la Postural Assessment Scale for Stroke Patients auprès de 123 patients ayant subi un AVC, lors de suivis prospectifs à 14, 30, 90 et 180 jours après la survenue de l’AVC. La médiane des statistiques kappa pondérées pour chaque item du sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA était de 0,79 (variant de 0,71 à 0,95), indiquant un excellent accord individuel des items. Les CCI pour le score total du sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA était de 0,92 (variant de 0,88 à 0,95), indiquant un excellent accord du score total. L’alpha de Cronbach du sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA variait d’un alpha = 0,85 à 0,91 à tous les moments de suivi, indiquant un haut niveau de cohérence interne.

Duncan, Propst et Nelson (1983) ont examiné la fidélité test-retest et la fidélité inter-juges de la FMA auprès de 18 patients en phase chronique de récupération post-AVC. La fidélité test-retest a été examinée avec 5 thérapeutes différents. Les corrélations de Pearson entre les thérapeutes pour chaque composante de la sous-échelle Membre supérieur du domaine évaluant la fonction motrice de la FMA se sont avérées excellentes, allant de r = 0,96 à r = 0,97. Les corrélations de la sous-échelle Membre inférieur du domaine évaluant la fonction motrice se sont également avérées excellentes, allant de r = 0,83 à r = 0,95. Les corrélations du score total de la FMA étaient élevées (r = 0,99). Seuls les sous-scores de réflexe et de coordination du membre supérieur se sont révélés peu fiables, car ils étaient significativement différents d’un évaluateur à l’autre au cours des différents temps de mesure.

Pour évaluer la fidélité test-retest de la FMA présentée dans Duncan et al. (1983), un thérapeute a évalué les patients à trois reprises à des intervalles de trois semaines. Les corrélations de Pearson se sont avérées excellentes pour le score total de la FMA (r = 0,98 à r = 0,99) ; pour la sous-échelle Membre supérieur du domaine évaluant la fonction motrice (r = 0,995 à r = 0,996) ; pour la sous-échelle Membre inférieur du domaine évaluant la fonction motrice (r = 0,96) ; pour le domaine évaluant la Sensibilité (r = 0,95 à r = 0,96) ; pour le domaine évaluant l’Équilibre (r = 0,89 à r = 0,98) ; et les domaines évaluant l’Amplitude articulaire passive et la Douleur articulaire (r = 0,86 à r = 0,99). Aucune différence significative n’a été relevée au cours des différents temps d’évaluation (telle qu’évaluée par une analyse de variance à mesures répétées).

Sanford, Moreland, Swanson, Stratford et Gowland (1993) ont examiné la fidélité inter-juges de la FMA auprès de 12 patients, entre 6 jours et 6 mois pst-AVC. Les patients ont été évalués à un jour d’intervalle par trois physiothérapeutes. La fidélité inter-juges de la FMA a été jugée excellente, avec des CCI globaux de 0,96 pour le score total. Les CCI pour la sous-échelle Membre supérieur du domaine évaluant la fonction motrice, pour la sous-échelle Membre inférieur du domaine évaluant la fonction motrice, le sous-échelle du domaine évaluant la Sensibilité, l’Équilibre et l’Amplitude articulaires se sont avérés excellents (respectivement r = 0,97, 0,92, 0,85, 0,93 et 0,85). Les CCI du domaine évaluant la Douleur articulaire se sont avérés les moins fiables, mais tout de même adéquats, avec des CCI de 0,61.

Beckerman, Vogelaar, Lankhorst, et Verbeek (1996) ont examiné la fidélité test-retest de la FMA auprès de 49 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Les patients ont été évalués à deux reprises par un thérapeute, à trois semaines d’intervalle. Les CCI pour la sous-échelle Membre inférieur du domaine évaluant la fonction motrice de la FMA se sont avérés excellents (CCI = 0,86), mais faibles pour le domaine évaluant l’Équilibre (ICC = 0,34). Même si la fidélité test-retest de ce domaine ne s’est pas avérée très fiable, indiquant que la performance des patients était inconsistante, l’accord inter-juges est demeuré grand.

Van der Lee, Beckerman, Lankhorst et Bouter (2001) ont examiné la fidélité test-retest de la sous-échelle Membre supérieur du domaine évaluant la fonction motrice de la FMA auprès de 22 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Deux évaluations ont été administrées avant le début de l’étude, de même qu’au moment d’un suivi à 2 semaines. En utilisant les limites d’accord comme mesure de fidélité test-retest, une différence moyenne lors du test-retest auprès d’une population stable au début de l’étude (14-20 jours) a présenté un résultat fiable (0,8 points) pour la sous-échelle Membre supérieur du domaine évaluant la fonction motrice.

Woodbury, Velozo, Richards, Duncan, Studenski et Lai (2008) ont étudié la fidélité test-retest de la FMA par la stabilité longitudinale des items évaluant le Membre supérieur auprès de 377 clients ayant subi un AVC et dont l’âge moyen était de 60,2 ans (écart-type 11,2). La stabilité longitudinale reflète l’invariance d’une hiérarchie de difficultés d’un item d’une mesure au cours de deux évaluations. Les évaluations avec une version de la FMA légèrement modifié (les 3 items réflexes ont été retirés et les 30 items restants ont été classés selon une séquence hiérarchique) ont été effectuées lors de l’admission et à 6 mois après l’AVC. L’équivalence longitudinale de la structure des items de la FMA a été analysée en estimant la relation entre les étalonnages des difficultés des items au départ de l’étude et au moment d’un suivi à six mois. Les CCI ont été calculés et ont démontré une excellente fidélité (CCI = 0,95). L’uniformité des étalonnages de la difficulté des items dans l’ensemble des occasions de test, sans tenir compte des caractéristiques des clients telles que l’âge et le sexe, calculée à l’aide du fonctionnement différentiel des items (FDI), a démontré que seulement deux items de la FMA (1 : flexion de l’épaule à 180° avec le coude étendu ; et 2 : mouvement du bras à vitesse normale) présentaient un grand FDI, ce qui implique que ces deux items se sont avérés instables entre les évaluations. En dépit de ces items, les auteurs ont signalé que les scores obtenus lors des différents tests pouvaient encore être comparés dans le cadre d’une nouvelle analyse de Rasch et que les items instables supprimés présentaient une légère différence sur les scores de la FMA (0,06 logits).

Hsueh et al. (2009) ont analysé la fidélité test-retest de la FMA, de la STREAM, et de leur versions courtes auprès de 60 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués à deux reprises dans un intervalle d’une semaine. Les CCI se sont avérés excellents pour les quatres mesures : FMA (CCI = 0,98) ; version courte de la FMA (CCI = 0,96) ; STREAM (CCI = 0,98) ; et version courte de la STREAM (ICC = 0,97).

Sullivan et al. (2011) ont élaboré une méthode de mesure standardisée et un programme de formation des juges pour la FMA, et ont ensuite utilisé la fidélité intra-juge et inter-juges pour examiner l’efficacité du programme. Après avoir suivi le programme de formation, 17 physiothérapeutes et un évaluateur expert (ayant 30 ans d’expérience) ont évalué 15 patients en phase subaiguë de récupération post-AVC. Les évaluations initiales ont été enregistrées sur vidéo et examinées par la suite par l’évaluateur expert. La fidélité intra-juge de l’évaluateur expert, calculée à l’aide des CCI, s’est avérée excellente pour tous les domaines de la FMA (allant de CCI = 0,95 à 1,0). La fidélité inter-juges entre l’évaluateur expert et les thérapeutes formés, calculée à l’aide des CCI, s’est également avérée excellente pour tous les domaines de la FMA (allant de CCI = 0,87 à 0,99).

Validité

Contenu :

Woodbury, Velozo, Richards, Duncan, Studenski et Lai (2008) ont étudié la validité du contenu des items évaluant le Membre supérieur de la FMA auprès de 377 patients ayant subi un AVC dont l’âge moyen est de 60 ans (écart-type 11,2). Les évaluations avec une version de la FMA légèrement modifiée (les 3 items réflexes ont été retirés et les 30 items restants ont été classés selon une séquence hiérarchique) ont été effectuées lors de l’admission et 6 mois après l’AVC. Lors de l’évaluation de suivi, la FMA à 30 items, calculée à l’aide de l’analyse de Rasch, a révélé des statistiques d’ajustement acceptables, à l’exception de l’item évaluant la prise crochet. Ce résultat suggère que tous les items reflètent le même construit, à l’exception de l’item évaluant la prise crochet.

Crow & Harmeling-van der Wel (2008) ont analysé la validité de contenu du domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA auprès de 62 patients ayant subi un AVC, en utilisant une échelle d’analyse de Guttmann. Chaque sous-échelle évaluant la Fonction motrice de la FMA, à l’exception des items évaluant le réflexe, a été organisée selon une séquence hiérarchique de difficulté, en fonction du nombre total de réussites par item. Toutes les sous-échelles, lorsqu’analysées séparément, ont excédé les valeurs critiques pour deux indices : le coefficient de reproductibilité (>0,9) et le coefficient d’évolutivité (>0,7). En analysant tous les items évaluant le Membre supérieur et le Membre inférieur (ignorant les sous-échelles), les coefficients de reproductibilité (0,8) et d’évolutivité (0,6) se situaient tout juste sous les niveaux acceptables. Les résultats de cette étude suggèrent l’existence d’une échelle de Guttman unidimensionnelle valide et cumulative pour chaque sous-échelle évaluant la Fonction motrice. En somme, si le client réussit à compléter l’item le plus difficile d’une sous-échelle, cela suggère qu’il est en mesure de réussir les items plus faciles de cette même sous-échelle. De façon similaire, un échec à un item suggère que le client sera incapable de compléter les items plus difficiles restants de cette même sous-échelle. Ainsi, une méthode d’administration raccourcie de la FMA peut être utilisée pour les patients ayant subi un AVC.

Critère :

Il y a un manque d’information disponible en ce qui concerne la validité de critère de la FMA, car la FMA a été créée à une époque où il n’existait aucun autre répertoire d’incapacité similaire avec lequel la FMA pouvait être évaluée (Gowland, Van Hullenaar & Torresin, 1995 ; Gowland, Stratford & Ward, 1993).

Bernspang et al. (1987) ont utilisé les coefficients de corrélation de Pearson et ont relevé que la FMA avait une excellente corrélation avec les résultats de capacités des soins personnels (r = 0,64) chez 109 clients évalués dans les deux semaines suivant un AVC.

Nadeau et al. (1999) ont identifié les variables cliniques les plus importantes pour déterminer la vitesse de marche auprès de 16 patients en phase chronique de récupération post-AVC, en utilisant les coefficients de correlation de Pearson. Le domaine évaluant la Sensibilité de la FMA corrélait faiblement tant avec la vitesse de marche confortable que maximale (respectivement, r = 0,14 et r = 0,05). Les patients ayant une diminution de la sensibilité et un résultat inférieur à 12, combiné avec la force des fléchisseurs de la hanche et des fléchisseurs plantaires de la cheville, prédisaient la vitesse de marche maximale. D’excellentes corrélations ont été relevées entre le score moteur total de la FMA et la vitesse de marche confortable (moyenne 0,76 m/secondes ; r = 0,61) et maximale (moyenne 1,09 m/seconde ; r = 0,61).

Concourante :
Wood-Dauphinee et al. (1990) ont comparé la FMA à l’Indice de Barthel auprès de 167 patients ayant subi un AVC, à deux moments : en phase aiguë de récupération (de 3 à 5 jours post-AVC), et 5 semaines post-AVC. En utilisant les coefficients de correlation de Pearson, la corrélation entre le domaine Fonction motrice du Membre supérieur de la FMA et le résultat total de l’Indice de Barthel s’est avérée excellente tant en phase aiguë (r = 0,75) qu’à 5 semaines (r = 0,82). De façon similaire, d’excellentes corrélations ont été relevées entre le domaine Fonction motrice du Membre inférieur de la FMA et l’Indice de Barthel en phase aigüe (r = 0,77) et à 5 semaines (r = 0,89).

Poole et Whitney (1988) ont examiné la validité concourante de la FMA et de la Motor Assessment Scale auprès de 30 patients ayant subi un AVC. De fortes corrélations ont été relevées entre les résultats totaux de la FMA et de la Motor Assessment Scale (r = 0,88), et entre les résultats aux items spécifiques, à l’exception de l’équilibre assis, variant de r = 0,28 à r = 0,92.

Malouin et al. (1994) ont administré la FMA et la Motor Assessment Scale à 32 patients, tôt après l’AVC, et ont relevé une excellente corrélation de Spearman pour les résultats totaux sur la FMA et sur la Motor Assessment Scale (r = 0,96). Les corrélations pour les items de la Motor Assessment Scale et les items correspondants de la FMA se sont également avérées excellentes, variant de r = 0,65 à r = 0,93. Les résultats de Sensibilité au toucher léger (r = 0,64) et de proprioception ( r = 0,67) de la FMA corrélaient avec le résultat d’équilibre de la Motor Assessment Scale, mais non avec l’évaluation d’équilibre assis de la FMA (respectivement, r = 0,12 et -0,10), suggérant que l’évaluation d’équilibre assis de la FMA n’est pas une mesure valide de l’équilibre. Les corrélations d’équilibre debout variaient modérément à fortement pour le toucher léger et la proprioception tant avec la Motor Assessment Scale que la FMA (variant de r = 0,43 à r = 0,67).

Di Fabio et Badke (1990) ont examiné l’équilibre debout et le transfert de poids chez 10 patients ayant subi un AVC en utilisant un test d’équilibre de l’organisation sensorielle et la FMA. Les résultats de chacun des tests cliniques ont été comparés pour déterminer si le test d’équilibre de l’organisation sensorielle corrélait avec la capacité fonctionnelle, en utilisant le coefficient de corrélation de l’ordre des rangs de Spearman. Les résultats des items évaluant le Membre inférieur et l’Équilibre de la FMA corrélaient d’excellentes façons avec le test d’équilibre de l’organisation sensorielle (r = 0,77).

De Weerdt et Harrison (1985) ont comparé le sous-résultat du domaine évaluant le Fonction motrice du Membre supérieur de la FMA avec l’Action Research Arm Test. Les deux évaluations ont éré administrées à 53 patients hospitalisés ayant des déficits moteurs. La FMA et l’ARAT corrélaient d’excellentes façons tant à 2 semaines (r = 0,91) qu’à 8 semaines (r = 0,94) post-AVC.

Berglund et Fugl-Meyer (1986) ont comparé la FMA à la DeSouza scale (une autre évaluation de la fonction du membre supérieur) auprès de 50 patients ayant subi un AVC et qui souffraient d’un déficit moteur. D’excellentes corrélations ont été relevées avec les résultats du domaine évaluant la Fonction motrice du Membre supérieur (r = 0,90). Les deux évaluations co-variaient et expliquaient 90% de la variance des résultats totaux et 80% des résultats moteurs.

Gowland et al. (1993) ont examiné la validité concourante de la FMA et de la Chedoke-McMaster Stroke Assessment scale. Le score total de l’inventaire des déficits de la Chedoke-McMaster Stroke Assessment scale était fortement corrélée à celle de la FMA (r = 0,95). Les corrélations signalées entre les sous-scores de déficit de la FMA et les sous-scores correspondants de l’inventaire des déficits de la Chedoke-McMaster Stroke Assessment scale variaient d’adéquats à excellents (r = 0,76 à r = 0,95).

Mao et al. (2002) ont comparé l’Échelle d’équilibre de Berg, le sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA, et la Postural Assessment Scale for Stroke, auprès de 123 patients ayant subi un AVC, lors de suivis prospectifs à 14, 30, 90 et 180 jours après la survenu de l’AVC. Une excellente validité concourante (telle que mesurée par les coefficients de corrélation de Spearman) a été relevée entre le sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA, l’Échelle d’équilibre de Berg et la Postural Assessment Scale for Stroke à tous les temps de suivi (variant de r = 0,90 à r = 0,97).

Kusoffsky, Wadell et Nilsson (1982) ont relevé une relation entre le fonctionnement sensitif et la récupération motrice subséquente, puisque d’excellentes corrélations ont été observées entre le potentiel sensitif évoqué chez 16 patients ayant un AVC. La relation entre le potentiel sensitif évoqué et le sous-score évaluant le Membre supérieur de la FMA s’est avérée la plus forte ; et la relation entre le sous-score évaluant le Membre inférieur de la FMA, la plus faible. La force de la relation a perduré quel que soit le moment où la FMA a été administrée.

Feys, Van Hees, Bruyninck, Mercelis et De Weerdt (2000) ont évalué le rôle du potentiel sensitif et moteur évoqués dans la prédiction de la récupération motrice du bras auprès de 64 patients ayant subi un AVC et présentant un déficit moteur au bras. Les patients ont été suivis de 2 semaines à 12 mois post-AVC. Dans cette étude, une faible relation a été relevée entre les potentiel sensitif évoqué et la FMA.

Dettmann et al. (1987) ont administré la FMA et un test de performance à la marche, en utilisant de la photographie à lumière interrompue et des manoeuvres posturales en position debout sur une plateforme de force auprès de 15 patients ayant subi un AVC. Les corrélations variaient d’adéquates à excellentes entre les résultats totaux sur la FMA et les évaluations de performance de vitesse de marche (r = 0,64), de la cadence (r = 0,58), de la longueur du pas (r = 0,53), de la position non parétique (r = 0,59), de l’indice de vitesse (r = 0,67), et des mesures de stabilité debout sur la plateforme (r = 0,52 à r = 0,69).

Poole et Whitney (1988) ont examiné la validité concourante de la FMA et de la Motor Assessment Scale auprès de 30 patients ayant subi un AVC. D’excellentes corrélations entre les items de la FMA et les items correspondants de la MAS ont été relevées (allant de r = 0,64 à r = 0,92). Toutefois, une exception a été notée sur la corrélation entre l’équilibre en position assise de la FMA et l’équilibre en position assise de la MAS, qui s’est avérée corrélée faiblement (r = 0,28).

Chae, Labatia et Yang (2003) ont évalué la validité concourante du Arm Motor Ability Test en utilisant la FMA comme critère de mesure du déficit moteur post-AVC du membre supérieur, auprès de 30 patients en phase chronique de récupération post-AVC. D’excellentes corrélations de Spearman ont été relevées entre les résultats de l’évaluation du Membre supérieur de la FMA et les résultats de capacités fonctionnelles du Arm Motor Ability Test (r = 0,94), de même qu’entre les résultats de l’évaluation du Membre supérieur de la FMA et de la qualité du mouvement du Arm Motor Ability Test (r = 0,94).

Hsueh et al. (2009) ont analysé la validité concourante de la FMA, de la version courte de la FMA, de la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM), et de la version courte de la STREAM auprès de 50 patints en phase chronique de récupération post-AVC. D’excellentes corrélations de Spearman ont été relevées entre les quatre mesures (allant de rho = 0,91 à rho = 0,99).

Prédictive :
Mao et al. (2002) ont comparé les propriétés psychométriques de l’Échelle d’équilibre de Berg, le sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA, et la Postural Assessment Scale for Stroke, auprès de 123 patients ayant subi un AVC, lors de suivis prospectifs à 14, 30, 90 et 180 jours après la survenu de l’AVC. D’excellentes corrélations de Spearman ont été relevées entre les résultats au sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA aux 3 moments de suivis les plus tôts, et les résultats de la Postural Assessment Scale for Stroke (variant de r = 0,80 à r = 0,87), ont indiqué une excellente valeur prédictive du sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA.

Chae, Johnston, Kim, et Zorowitz (1995) ont noté que les sous-résultats du Membre inférieur de la FMA, évalués lors de l’admission, prédisait les résultats de Mobilité (r = 0,63) et d’Ambulation (r = 0,74) sur la Mesure de l’indépendance fonctionnelle au moment du congé de la réadaptation chez 48 patients, à 6 semaines post-AVC.

Hsueh et al. (2009) ont analysé si les résultats du domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA, de la version courte de la FMA, de la STREAM, et de la version courte de la STREAM, mesurés lors de l’admission au programme de réadaptation, pouvaient prédirent les résultats de l’Indice de Barthel au moment de congé de la réadaptation auprès de 50 patients en phase chronique de récupération post-AVC. D’excellentes corrélations de Spearman ont été relevées entre les résultats sur l’Indice de Barthel et la FMA (rho = 0,72), la version courte de la FMA (rho = 0,74), la STREAM (rho = 0,75) et la version courte de la STREAM (rho = 0,77). Les résultats suggèrent que toutes les mesures sont capables de prédire les résultats de l’Indice de Barthel au moment du congé.

Fulk, Reynolds, Mondal & Deutsch (2010) ont examiné la validité prédictive du 6MWT et d’autres mesures largement utilisées (la FMA-MI, le Self-selected gait-speed, la SIS et l’ÉÉB) auprès de 19 patients ayant subi un AVC. La FMA-MI a démontré être un faible prédicteur de moyenne de pas par jour (r = 0,06 ; p = 0,798). Même si la vitesse de marche et l’équilibre étaient liés à l’activité de marche, seul le 6MWT a démontré être un prédicteur de déplacements dans la communauté chez les patients ayant subi un AVC.

Construit :

Plusieurs études de validité ont fourni de bonnes données probantes indiquant que la FMA mesure ce qu’elle est censée mesurer. La validité de construit de la FMA a été examinée en comparant l’évaluation avec d’autres mesures du rétablissement post-AVC qui reflète l’indépendance dans les activités de la vie quotidienne post-AVC ou le niveau d’incapacité.

Sonde, Gip, Fernaeus, Nilsson, et Viitanen (1998) ont relevé que les résultats de la FMA reflétaient les changements dans les résultats du Membre supérieur après une neurostimulation électrique transcutanée à basse fréquence. Un test-U de Mann-Whitney a été utilisé pour évaluer l’importance des différences dans les résultats au début et à la fin de l’étude entre les groupes d’intervention et témoin. Cette étude révélait que les résultats de la FMA différaient significativement entre les groupes d’intervention et témoin (U de Mann-Whitney = 130,5). De plus, le coefficient de corrélation d’ordre de rang de Spearman entre les résultats de la FMA s’est avéré excellent (r = 0,95).

Chae, Bethoux, Bohine, Dobos, Davis, et Friedl (1998) ont évalué l’efficacité d’une stimulation neuromusculaire dans l’amélioration de la récupération motrice et fonctionnelle auprès de 28 patients ayant subi un AVC. Les résultats de la FMA ont réflété les changements au niveau de l’évaluation du membre supérieur après la stimulation neuromusculaire. Les analyses paramétriques ont révélé des améliorations significativement plus grandes dans les résultats de la FMA pour le groupe d’intervention (17,9 versus 9,7), et à 12 semaines après le traitement (20,6 versus 11,2). Les améliorations ont été observées sur les résultats de la FMA, mais pas sur les résultats de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle.

Kraft, Fitts, et Hammond (1992) ont évalués les améliorations fonctionnelles du membre supérieur auprès de 22 patients ayant subi un AVC et qui ont reçu soit une stimulation électrique des extenseurs du poignet déclenchée par EMG, une stimulation électrique de faible intensité des extenseurs du poignet combinée à une contraction volontaire, des exercices de facilitation neuromusculaire proprioceptive, ou aucune intervention particulière. Pendant la durée de l’intervention, les résultats de la FMA chez les patients recevant la facilitation neuromusculaire proprioceptive se sont améliorés de 18% ; les patients recevant la stimulation électrique de faible intensité des extenseurs du poignet combinée à une contraction volontaire, se sont améliorés de 25% ; et les patients recevant une stimulation électrique des extenseurs du poignet déclenchée par EMG se sont améliorés de 42%. L’amélioration des groupes traités s’est avérée significative avant et après l’intervention, et les améliorations ont été maintenues aux moments de suivie à 3 et à 9 mois. En revanche, le groupe témoin n’a démontré aucun changement significatif dans les résultats sur la FMA ou sur l’évaluation de la force de préhension.

Feyes, deWeerdt, Seltz, Steck, Spichinger, et Vereeck (1998) ont assigné aléatoirement 100 patients ayant subi un AVC à un groupe d’intervention qui a reçu une stimulation sensorimotrice pour une prériode de 6 semaines ou à un groupe témoin. Les patients ont été évalués avant, pendant et après la période d’intervention, puis à 6 et à 12 mois après l’AVC. Seuls les résultats sur la FMA ont démontré des différences entre les groupes aux moments de suivis. Les résultats sur l’ARAT et sur l’Indice de Barthel n’ont démontré aucune différence entre les groupes.

Duncan et al. (1998) ont assigné aléatoirement 20 patients ayant subi un AVC léger à modéré qui avaient complété leur réadaptation à l’interne pour recevoir un programme d’exercices à la maison ou le programme de soins habituels. Le groupe d’intervention a démontré plus d’améliorations au niveau du sous-résultat du domaine évaluant la Fonction motrice du Membre supérieur et du Membre inférieur de la FMA, comparativement au groupe de soins habituels. Toutefois, les différences au niveau du rétablissement moteur se sont avérées seulement significatives pour le domaine évaluant le Fonction motrice du Membre inférieur (changement de moyenne dans le résultat du domaine évaluant la Fonction motrice du Membre supérieur = 8,4 versus 2,2 ; changement de moyenne dans le résultat du domaine évaluant la Fonction motrice du Membre inférieur = 4,7 versus -0,9).

Malouin et al. (1994) ont évalué 32 patients avec la FMA et la Motor Assessment Scale sur deux jours consécutifs et ont relevé que la FMA pouvait mieux distinguer entre les patients ayant une récupération minimale que la Motor Assessment Scale. Des corrélations négatives adéquates à excellentes ont été notées entre les différences de résultats et les niveaux de récupération (Membre supérieur r = -0,50 et Membre inférieur r = -0,69), indiquant que les plus grandes différences entre les deux mesures se sont produites los des premiers stades de récupération, ou parmi les individus les plus sévèrement affectés.

Platz et al. (2005) ont évalué la validité de construit des items de la FMA évaluant le Membre supérieur (incluant les items évaluant le Fonction motrice, la Sensibilité, l’Amplitude articulaire passive et la Douleur articulaire), de l’Action Research Arm Test, du Box and Block Test et du Motricity Index, en utilisant les coefficients de corrélation Spearman, auprès de patients présentant une parésie du membre supérieur, soit à la suite d’un AVC (n = 37), de sclérose en plaques (n = 14), ou de traumatisme cérébral (n = 5). D’excellentes corrélations ont été relevées entre la FMA et l’Action Research Arm Test (r = 0,93), le Box and Block Test (r = 0,92), et le Motricity Index (r = 0,86). La FMA a également été corrélée à des mesures plus générales de la déficience et de la limitation d’activité, y compris l’Ashworth Scale, l’Hemispheric Stroke Scale et l’Indice de Barthel modifié. Une excellente corrélation a été relevée entre le FMA et l’Hemispheric Stroke Scale (r = -0,69), et une corrélation adéquate a été notée entre la FMA et l’Ashworth Scale (r = -0,42). Seule une faible corrélation a été relevée entre le FMA et l’Indice de Barthel modifié (r = 0,09).
Note : Les corrélations se sont avérées négatives car un score élevé sur la FMA indique une performance normale, tandis qu’un score faible sur l’Ashworth Scale ou l’Hemispheric Stroke Scale indique une performance normale.

Fugl-Meyer et Jaasko (1980) ont comparé le domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA à la performance de l’échelle des activités de la vie quotidienne auprès de 64 patients ayant subi un AVC, plus de 6 mois après le congé de l’hôpital. L’échelle des activités de la vie quotidienne se composait de 52 items évaluant l’indépendance au niveau de l’Alimentation, l’Hygiène, l’Habillage, l’Ambulation, les Travaux ménagers et le Fonctionnement psychosocial. D’excellentes corrélations ont été relevées entre le degré de déficience motrice, tel que mesuré par la FMA, et l’échelle des activités de la vie quotidienne (résultat total aux activités de la vie quotidienne : r = 0,75 ; Alimentation r = 0,72 ;Hygiène r = 0,89 ; Habillage r = 0,76 ; et Ambulation r = 0,76).

Convergente :
Mao et al. (2002) ont comparé les propriétés psychométriques de l’Échelle d’équilibre de Berg, le sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA, et la Postural Assessment Scale for Stroke, auprès de 123 patients ayant subi un AVC, lors de suivis prospectifs à 14, 30, 90 et 180 jours après la survenu de l’AVC. D’excellentes corrélations de Spearman ont été relevées entre le sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA et les scores de l’Échelle d’équilibre de Berg en utilisant le coefficient de corrélation de Spearman à chacun des quatre moments (variant de r = 0,86 à r = 0,89), indiquant une excellente validité convergente.

Rabadi et Rabadi (2006) ont examiné 104 patients en phase aiguë de récupération post-AVC et hospitalisés dans une unité de réadaptation. L’Action Research Arm Test, le sous-résultat du domaine évaluant la Fonction motrice du Membre supérieur de la FMA, la NIH Stroke Scale, le score total sur la Mesure de l’indépendance fonctionnelle, et les sous-résultats aux activités de la vie quotidienne de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle ont été administrés. En utilisant le coefficient de corrélation d’ordre de rang de Spearman, l’ARAT et le sous-résultat du domaine évaluant la Fonction motrice du Membre supérieur de la FMA corrélaient d’excellentes façons entre eux, à la fois lors de l’admission (r = 0,77) et au moment du congé (r = 0,87). Le sous-résultat du domaine évaluant la Fonction motrice du Membre supérieur de la FMA et les sous-résultats des activités de la vie quotidienne de la MIF corrélaient adéquatement au moment de l’admission (r = 0,54).

Arsenault et al. (1988) ont traité 62 patients ayant une hémiplégie, en utilisant l’approche Bobath, pour une période de 3 mois. Pendant ce temps, ils ont été évalués lors de trois temps de mesure. En utilisant le Rho de Spearman, la FMA corrélait d’excellente façon avec la Bobath Assessment of upper extremity pré- (r = 0,73) et post-réadaptation (r = 0,85) ; les deux évaluations démontrant des changements à travers les différents temps de mesure.

Dettmann et al. (1987) ont administré la FMA et l’Indice de Barthel à 15 patients ayant subi un AVC. Les patients ont été évalués à une moyenne de 2 ans post-AVC. Les corrélations de Pearson se sont avérées excellentes entre les deux mesures pour le score total de la FMA (r = 0,67) ; pour le sous-résultat du domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA (r = 0,74) ; pour le sous-résultat du domaine évaluant la Fonction motrice du Membre supérieur de la FMA (r = 0,75) ; et pour sous-résultat du domaine évaluant l’Équilibre de la FMA(r = 0,76). Dans cette étude, les auteurs ont mesuré la performance lors de la marche en utilisant une analyse photographique du patron et de la vitesse de marche et la stabilité posturale en se tenant sur une plateforme de force. Le sous-résultat du domaine évaluant la Fonction motrice du Membre inférieur de la FMA corrélait avec la plupart des mesures de la marche, et le sous-résultat du domaine évaluant l’Équilibre de la FMA corrélait bien avec les indices de stabilité. Cependant, le sous-résultat du domaine évaluant la Sensibilité de la FMA ne corrélait pas de façon significative avec aucune des mesures de la marche et de la stabilité verticale.

Shelton, Volpe et Reding (2000) ont comparé la FMA et la Mesure de l’indépendance fonctionnelle auprès de 172 patients hospitalisés dans une Unité de réadaptation post-AVC, dans les 90 jours suivant l’AVC. Les résultats totaux de la FMA corrélaient fortement avec les résultats totaux de la MIF (r = 0,63). La corrélation entre le sous-résultat du domaine évaluant la Fonction motrice du Membre supérieur de la FMA et les résultats de l’évaluation des Soins personnels de la MIF s’est avérée excellente (r = 0,61), tout comme la corrélation entre le sous-résultat du domaine évaluant la Fonction motrice du Membre inférieur de la FMA et le résultat de l’évaluation de la Mobilité de la MIF (r = 0,74).

Lin et al. (2004) ont examiné la validité convergente du sous-résultat du domaine évaluant la Sensibilité de la FMA, en utilisant le Rho de Spearman, auprès de 176 patients ayant subi un AVC. Le sous-résultat du domaine évaluant la Sensibilité de la FMA s’est avéré corréler de façon faible à adéquate avec l’indice Barthel (allant de r = 0,38 à r = 0,53) ; et de la même façon avec le sous-résultat du domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA à différents stades de la récupération post-AVC, ce qui démontre une validité convergente allant de faible à modérée (allant de r = 0,31 à r = 0,44).

Groupes connus :
Poole et Whitney (1988) ont administré la Motor Assessment Scale et la FMA à 30 patients ayant une hémiplégie. Le sous-résultat de l’évaluation du Membre inférieur de la FMA permettait de mieux distinguer les patients qui nécessitent de l’aide à la marche, comparativement à la vitesse de marche à des vitesses inférieures à 0,34m/seconde (r = 0,62).

Bernspang, Asplund, Eriksson et Fugl-Meyer (1987) ont administré la FMA à 109 patients dans un délai de deux semaines suivant un AVC en phase aiguë de récupération. La FMA a démontré pouvoir distinguer entre trois niveaux de capacité face aux soins personnels (dépendant, partiellement dépendant et indépendant).

Sensibilité au changement

Mao et al. (2002) ont relevé un changement significatif dans le sous-résultat de d’Équilibre modifié de la FMA entre des temps d’évaluation (à 14, 30, 90 et 180 jours post-AVC). L’ampleur de l’effet s’est avérée grande dans l’intervalle de 14 à 30 jours (AE = 0,82), et s’affaiblissait avec le temps (petite à 90-180 jours, AE = 0,33). L’ampleur globale de l’effet (14-180 jours) s’est également avérée grande (AE = 1,14). Lorsque les patients ont été regroupés selon le niveau de sévérité de l’AVC, la valeur globale la plus élevée de l’effet du sous-résultat d’Équilibre modifié de la FMA chez les patients ayant subi un AVC sévère était de AE = 1,57.

Van der Lee et al. (2001) ont examiné 22 patients en phase chronique de récupération post-AVC et qui ont suivi une thérapie par contrainte induite pour améliorer la fonction du membre supérieur. Un ratio de sensibilité au changement (le ratio de la moyenne de changement après l’intervention et la déviation standard de la moyenne au départ de l’étude) de 0,41 a été relevé pour le domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA, et de 2,03 pour l’Action Research Arm Test. Un plus haut ratio de sensibilité indique une meilleure sensibilité au changement, suggérant que l’Action Research Arm Test est plus sensible que la FMA pour l’amélioration de la fonction du membre supérieur suite à une intervention de thérapie par contrainte induite. Ce résultat se réflétait également dans le nombre de patients qui se sont améliorés au-delà de la limite supérieure de l’accord sur l’Action Research Arm Test durant la période d’intervention, 12 (54,5%), en comparaison avec 2 (9,1%) pour la FMA, indiquant que l’Action Research Arm Test est plus sensible au changement que la FMA.

Rabadi and Rabadi (2005) ont évalué la sensibilité au changement de la FMA et de l’Action Research Arm Test en évaluant le rétablissement de la fonction du membre supérieur auprès de 104 patients en phase aiguë de récupération post-AVC. La moyenne de changement dans le résultat lors de l’admission et au moment du congé était de 10 ± 15 pour l’Action Research Arm Test et 10 ± 13 pour le résultat du domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA. La sensibilité au changement telle que mesurée par la Réponse moyenne standardisée s’est avérée modérée tant pour l’Action Research Arm Test (RMS = 0,68) que pour le résultat du domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA (RMS = 0,74).

Lin et al. (2004) ont examiné la sensibilité au changement du domaine évaluant la Sensibilité de la FMA en utilisant la Réponse moyenne standardisée (RMS) auprès de 176 patients ayant subi un AVC. Une petite sensibilité (90-180 jours RMS = 0,27; 14-30 jours RMS = 0,42; 30-90 jours RMS = 0,43) à modérée (14-180 jours RMS = 0,67) a été relevée pour le domaine évaluant la Sensibilité de la FMA.

Wood-Dauphinee et al. (1990) ont comparé la FMA à l’Indice de Barthel auprès de 167 patients ayant subi un AVC, évalués peu de temps après l’admission à l’hôpital, et 5 semaines plus tard. En utilisant les coefficients de corrélation de Pearson, la corrélation entre le changement moyen des résultats pour le domaine évaluant la Fonction motrice du Membre supérieur et du Membre inférieur de la FMA, et les résultats totaux de l’Indice de Barthel, s’est avérée adéquate (r = 0,57). Une petite ampleur de l’effet a été relevée pour le domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA lors de l’admission et à 5 semaines post-AVC (0,2 pour le Membre supérieur ; 0,19 pour le Membre inférieur ; 0,33 pour la capacité d’Équilibre ; et 0,24 pour le score total). Les résultats de cette étude suggèrent que le domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA a une petite sensibilité au changement.

Duncan, Lai et Keighley (2000) ont examiné la vitesse et l’ampleur du rétablissement auprès de 459 patients, pendant les 6 premiers mois suivant l’AVC. Une amélioration spontanée a été observée pour les AVC légers, modérés et sévères, telle que mesurée par la FMA. Pendant le premier mois post-AVC, le rétablissement maximal a été atteint, et commençait à stagner autour du sixième mois post-AVC. Les courbes de rétablissement pour le domaine évaluant la Fonction motrice du Membre supérieur et du Membre inférieur de la FMA correspondaient aux courbes de l’Indice de Barthel et la NIH Stroke Scale. Si le rétablissement est défini par l’obtention d’un score sur la FMA > 90, alors 36,8 % des patients de cette étude ont été considérés comme étant rétablis.

Shelton et al. (2000) ont noté une corrélation modérée entre le changement sur le score total de la FMA et le changement sur le score total de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (r = 0,44). Une analyse de régression linéaire a démontré que pour chaque amélioration de 24 points sur le résultat de la MIF, une amélioration de 10 points a été observée sur sur le résultat du domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA, indiquant qu’une amélioration des incapacités motrices est associée à une récupération fonctionnelle significative. Un changement dans les sous-résultats du domaine évaluant la Fonction motrice de la FMA, tant du Membre supérieur que du Membre inférieur, corrélait faiblement avec un changement sur les résultats de l’évaluation des Soins personnels ou de la Mobilité de la MIF (respectivement, r = 0,23 et r = 0,18).

Hsueh et al. (2009) ont examiné la sensibilité au changement de le FMA, de la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM), et de leurs versions courtes, auprès de 50 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués à deux reprises : lors de l’admission et au moment du congé d’un programme de réadaptation. Les versions courtes de la STREAM et de la FMA ont toutes deux démontré une ampleur de l’effet modérée de 0,53 et 0,51 ; tandis que la STREAM et la FMA ont démontré une petite ampleur de l’effet de 0,45 et 0,38, respectivement.

Références

  • Arsenault, A. B., Dutil, E., Lambert, J., Corriveau, H., Guarna, F., Drouin, G. (1988). An evaluation of the hemiplegic subject based on the Bobath approach. Part III. A validation study. Scand J Rehabil Med, 20(1), 13-16.
  • Beckerman, Vogelaar, T. W., Lankhorst, G. J., Verbeek, A. L. (1996). A criterion for stability of the function of the lower extremity in stroke patients using the Fugl-Meyer Assessment Scale. Scand J Rehabil Med, 28, 3-7.
  • Berglund, K., Fugl-Meyer, A.R. (1986). Upper extremity function in hemiplegia: A cross validation study of two assessment methods. Scandinavian Journal of Rehabilitation Medicine, 18, 155-157.
  • Bernspang, B., Asplund, K., Eriksson, S., Fugl-Meyer, A. R. (1987). Motor and perceptual impairments in acute stroke patients: effects on self-care ability. Stroke, 18, 1081-1086.
  • Chae, J., Johnston, M., Kim, H., Zorowitz, R. (1995). Admission motor impairment as a predictor of physical disability after stroke rehabilitation. Am J Phys Med Rehabil, 74(3), 218-223.
  • Chae, J., Bethoux, F., Bohine, T., Dobos, L., Davis, T., Friedl, A. (1998). Neuromuscular stimulation for upper extremity motor and functional recovery in acute hemiplegia. Stroke, 29(5), 975-979.
  • Chae, J., Labatia, I., Yang, G. (2003). Upper limb motor function in hemiparesis: Concurrent validity of the arm motor ability test. Am J Phys Med Rehabil, 82, 1-8.
  • Crow, J.L., Harmeling-van der Wel, B.C. (2008). Hierarchical properties of the motor function sections of the Fugl-Meyer Assessment Scale for people after stroke: a retrospective study. Physical Therapy, 88(12), 1554-1567.
  • Dettmann, M. A., Linder, M. T., Sepic, S. B. (1987). Relationships among walking performance, postural stability, and functional assessments of the hemiplegic patient. Amer J Phys Med, 66, 77-90.
  • De Weerdt, W., Harrison, M. A. (1985). Measuring recovery of arm-hand function in stroke patients: a comparison of the Brunnstrom-Fugl-Meyer test and the Action Research Arm test. Physiother Canada, 37, 65-70.
  • Di Fabio, R. P., Badke, M. B. (1990). Relationship of sensory organization to balance function in patients with hemiplegia. Phys Ther, 70(9), 542-548.
  • Duncan, P. W., Lai, S. M. Keighley, J. (2000). Defining post-stroke recovery: implications for design and interpretation of drug trials. Neuropharmacology, 39(5), 835-41.
  • Duncan, P. W., Propst, M., Nelson, S. G. (1983). Reliability of the Fugl-Meyer assessment of sensorimotor recovery following cerebrovascular accident. Phys Ther, 63(10), 1606-1610.
  • Duncan, P., Richards, L., Wallace, D., Stoker-Yates, J., Pohl, P., and Luchies, C. (1998). A randomized, controlled pilot study of a home-based exercise program for individuals with mild and moderate stroke. Stroke, 29, 2055-2060.
  • Duncan, P. W., Goldstein, L. B., Horner, R. D., Landsman P. B, Samsa, G. P., Matchar, D. B. (1994). Similar motor recovery of upper and lower extremities after stroke. Stroke, 25, 1181-1188.
  • Ferraro, M., Demaio, J. H., Krol, J., Trudell, C., Rannekleiv, K., Edelstein, L., Christos, P., Aisen, M., England, J., Fasoli, S., Krebs, H., Hogan, N., Volpe, B. T. (2002). Assessing the Motor Status Score: A Scale for the Evaluation of Upper Limb Motor Outcomes in Patients after Stroke. Neurorehabilitation and Neural Repair, 16(3), 283-289.
  • Feyes, H. M., deWeerdt, W. J., Seltz, B. E., Steck G. A. C., Spichinger, R., Vereeck, L. E. (1998). Effect of therapeutic intervention for hemiplegic upper limb in acute phase after stroke. Stroke, 29, 785-792.
  • Feys, H., Van Hees, J., Bruyninck, F., Mercelis, R., De Weerdt, W. (2000). Value of somatosensory and motor evoked potentials in predicting arm recovery after a stroke. J Neurol Neurosurg Psychiatry,68, 323-331.
  • Finch, E., Brooks, D., Stratford, P. W., Mayo, N. E. (2002). Physical Rehabilitations Outcome Measures. A Guide to Enhanced Clinical Decision-Making (2nd ed.). Canadian Physiotherapy Association, Toronto.
  • Fugl-Meyer, A. R., Jaasko, L., Leyman, I., Olsson, S., Steglind, S. (1975). The post-stroke hemiplegic patient: I. A method for evaluation of physical performance. Scandinavian Journal of Rehabilitation Medicine, 975(7), 13-31.
  • Fugl-Meyer, A. R. (1980) Post-stroke hemiplegia assessment of physical properties. Scandinavian Journal of Rehabilitation Medicine, 7, 85-93.
  • Fugl-Meyer, A. R., Jaasko, L. (1980). Post-stroke hemiplegia and ADL-performance. Scand J Rehabil Med Suppl. 7, 140-152.
  • Fulk, G. D., Reynolds, C., Mondal, S., & Deutsch, J. E. (2010). Predicting home and community walking activity in people with stroke. Arch Phys Med Rehabil, 91, 1582-1586.
  • Gladstone, D. J., Danells, C. J., Black, S. E. (2002). The Fugl-Meyer Assessment of Motor Recovery after Stroke: A critical review of its measurement properties. Neurorehabilitation and Neural Repair, 16, 232-240.
  • Gowland, C., Van Hullenaar, S., Torresin, W. (1995). Chedoke-McMaster stroke assessment: development, validation and administration manual. Hamilton (ON), Canada: Chedoke-McMaster Hospitals and McMaster University.
  • Gowland, C., Stratford, P., Ward, M. (1993). Measuring physical impairment and disability with the Chedoke-McMaster Stroke Assessment. Stroke, 24, 58-63.
  • Hsieh, Y.W., Hsueh, I.P., Chou, Y.T., Sheu, C.F., Hseih, C.L. & Kwakkel, G. (2007). Development and validation of a short form of the Fugl-Meyer motor scale in patients with stroke. Stroke, 38, 3052-3054.
  • Hsueh, I. P., Hsu, M. J., Sheu, C. F., Lee, S., Hsieh, C. L., Lin, J. H. (2009). Psychometric comparisons of 2 versions of the Fugl-Meyer Motor Scale and 2 versions of the Stroke Rehabilitation Assessment of Movement. Neurorehabil Neural Repair, 22, 737.
  • Hsueh, I. P., Mao, H. F., Huang, H. L., Hsieh, C. L. (2001). Comparisons of responsiveness and predictive validity of two balance measures in stroke inpatients receiving rehabilitation [in Chinese]. Formos J Med, 5, 261-268.
  • Kraft, G. H., Fitts, S. S., Hammond, M. C. (1992). Techniques to improve function of the arm and hand. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 73, 220-227.
  • Kusoffsky, A., Wadell, I., Nilsson, B. Y. (1982). The relationship between sensory impairment and motor recovery in patients with hemiplegia. Scand J Rehabil Med, 14(1), 27-32.
  • Lin, J-H., Hsueh, I-P., Sheu, C-F., Hsieh, C-L. (2004). Psychometric properties of the sensory scale of the Fugl-Meyer Assessment in stroke patients. Clinical Rehabilitation, 18, 391-397.
  • Lin, F. M., Sabbahi, M. (1999). Correlation of spasticity with hyperactive stretch reflexes and motor dysfunction in hemiplegia. Arch Phys Med Rehabil, 80(5), 526-530.
  • Malouin, F., Pichard, L., Bonneau, C., Durand, A., Corriveau, D. (1994) Evaluating motor recovery early after stroke: comparison of the Fugl-Meyer Assessment and the Motor Assessment Scale. Arch Phys Med Rehabil, 75(11), 1206-1212.
  • Mao, H. F., Hsueh, I. P., Tang, P. F., Sheu, C. F., Hsieh, C. L. (2002). Analysis and comparison of the psychometric properties of three balance measures for stroke patients. Stroke, 33, 1022-1027.
  • Nadeau, S., Arsenault, A. B., Gravel, D. Bourbonnais, D. (1999). Analysis of the clinical factors determining natural and maximal gait speeds in adults with a stroke. American Journal of Physical Medicine & Rehabilitation, 78(2), 123-130.
  • Nilsson, L., Carlsson, J., Grimby, G., Nordholm, L. (1998). Assessment of walking balance and sensorimotor performance of hemiparetic patients in the acute stages after stroke. Physiother Theory Pract, 14, 149-157.
  • Platz, T., Pinkowski, C., van Wijck, F., Kim, I-H., di Bella, P., Johnson, G. (2005). Reliability and validity of arm function assessment with standardized guidelines for the Fugl-Meyer Test, Action Research Arm Test and Box and Block Test: a multicentre study. Clinical Rehabilitation, 19, 404-411.
  • Poole, J.L. & Whitney, S.L. (1988). Motor Assessment Scale for stroke patients: Concurrent validity and interrater reliability. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 69, 195-197.
  • Poole, J. L., Whitney, S. L. (2001). Assessments of Motor Function Post Stroke: A Review. Physical & Occupational Therapy in Geriatrics, 19(2), 1-22.
  • Rabadi, M. H., Rabadi, F. M. (2006). Comparison of the Action Research Arm Test and the Fugl-Meyer Assessment as measures of upper-extremity motor weakness after stroke. Arch Phys Med Rehabil, 87, 962-966.
  • Sanford J, Moreland J, Swanson LR, Stratford PW, Gowland C. (1993). Reliability of the Fugl-Meyer assessment for testing motor performance in patients following stroke. Phy Ther, 73, 447-54.
  • Shelton, F. N. A. P., Volpe, B. T., Reding, M. J. (2000). The effect of motor impairment on disability
  • following stroke [abstract]. Stroke, 31(1), 291.
  • Sonde, L., Gip, C., Fernaeus, S.E., Nilsson, C.G., & Viitanen, M. (1998). Stimulation with low frequency (1.7 Hz) transcutaneous electric nerve stimulation (low TENS) increase motor function of the post-stroke paretic arm. Scandinavian Journal of Rehabilitation Medicine, 30, 95-99.
  • Sullivan, K.T., Tilson, J.K., Cen, S.Y., Rose, D.K., Hershberg, J., Correa, A., et al. (2011). Fugl-Meyer Assessment of sensorimotor function after stroke. Standardized training procedure for clinical practice and clinical trials. Stroke, 42, 427-432.
  • Teasell, R., Foley, N. C., & Salter K. (2011). EBRSR: Evidence-Based Review of Stroke Rehabilitation. 13th ed. London (ON): EBRSR.
  • Tyson, S., DeSouza, L. (2002). A systematic review of methods to measure balance and walking post-stroke. Part 1: Ordinal Scales. Physical Therapy Reviews; 7, 173-186.
  • Woodbury, M.L, Velozo, C.A., Richards, L.G., Duncan, P.W., Studenski, S. & Lai, S. (2008). Longitudinal stability of the Fugl-Meyer Assessment of the Upper Extremity. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 89, 1563-1569.
  • Wood-Dauphinee, S. L., Williams, J. I., Shapiro, S. H. (1990). Examining outcome measures in a clinical study of stroke, Stroke, 21, 731-739.
  • van der Lee, J. H., Beckerman, H., Lankhorst, G. J., Bouter, L. M. (2001). The responsiveness of the Action Research Arm Test and the Fugl-Meyer Assessment Scale in chronic stroke patients. Journal of Rehabilitation Medicine, 33(3), 110-113.

Voir la mesure

Comment obtenir l’outil ?

La FMA peut être obtenue en suivant le lien ci-dessous (de l’Institute of Rebabilitation Medicine, Université de Goteberg, Goteberg, Suède).

http://www.neurophys.gu.se/sektioner/klinisk_neurovetenskap_och_rehabilitering/neurovetenskap/rehab_med/fugl-meyer/

ou en suivant ce lien en provenance de l’University of Gothenburg:
https://neurophys.gu.se/english/departments/clinical_neuroscience_and_rehabilitation/rehabilitation-medicine/fugl-meyer

Une version de l’outil de mesure est également fournie dans Fugl-Meyer et al. (1975), et dans le livre de Dittmar, S. S. and Gresham, G. E. (1997) intitulé Functional assessment and outcome measures for the rehabilitation health professional.

Table des matières

GAITRite

Évidence révisées en date du 22-10-2012
Auteur(s)* : Katie Marvin, MSc. PT
Éditeur(s) : Annabel McDermott, OT ; Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Réviseur expert : Suzanne Kuys, PhD; B Physiotherapy (Hons)
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

Le système GAITRite a été développé pour répondre au besoin de disposer d’une façon objective pour quantifier la démarche et l’état ambulatoire. Le système GAITRite mesure les paramètres spatio-temporels de la démarche, tels que la cadence, la longueur du pas et la vitesse, fournissant ainsi des informations cliniquement pertinentes qui sont utiles pour l’élaboration de plans de traitement et l’évaluation des résultats de traitement. Le système suit les paramètres dans le temps et peut être utilisé pour générer des rapports de progrès et des rapports de situation.

Revue détaillée

But de la mesure

Le système GAITRite a été développé pour répondre au besoin de disposer d’une façon objective pour quantifier la démarche et l’état ambulatoire. Les paramètres spatio-temporels de la démarche, tels que la cadence, la longueur du pas et la vitesse, sont enregistrés et calculés en utilisant le système GAITRite et son logiciel. Le système GAITRite suit les paramètres dans le temps et peut être utilisé pour générer des rapports de progrès et des rapports de situation, fournissant les informations cliniquement pertinentes qui sont utiles pour l’élaboration de plans de traitement et l’évaluation des résultats de traitement. Bien que l’évaluation visuelle de la démarche soit plus couramment utilisée en clinique, les études ont démontré une faible fiabilité.

Selon les concepteurs du système GAITRite (2010), le système peut aider dans les tâches suivantes :

  • Documentation des profils de démarche préalablement à toute intervention.
  • Mesure du déplacement fonctionnel immédiatement après le traitement ou l’intervention.
  • Documentation de l’effet de l’intervention.
  • Identification de la relation entre les paramètres objectifs de la démarche et les constations subjectives.
  • Perfectionnement de l’alignement adéquat et de l’ajustement de prothèses et orthèses.
  • Choix de l’appareil fonctionnel approprié.
  • Mesures objectives pour justifier l’intervention en cours.

Versions disponibles

Il n’y a pas d’autres versions disponibles.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Une passerelle électronique (61 cm de large x 288 cm de long – des tailles additionnelles sur mesure sont disponibles), contenant un total de 18,432 capteurs, est connectée au port USB d’un ordinateur personnel Windows® XP/Vista/7 (CIR Systems, Inc., 2010).

Ce qu’il faut considérer avant de commencer :

  • Il faut évaluer les capacités d’équilibre et de démarche des patients avant de les faire marcher sur la passerelle GAITRite pour s’assurer qu’un support adéquat est fourni durant l’évaluation.
  • Il n’est pas recommandé d’effectuer le test en étant pieds nus.

Cotation et interprétation du score :

Le système GAITRite fournit des paramètres spatio-temporels de la démarche; il ne fournit pas de score.

Durée :

La configuration du système GAITRite est considérée comme étant rapide. Le temps d’administration du système GAITRite dépend de la vitesse et l’efficacité du déplacement du patient.

Formation :

Le système GAITRite fournit des données très précises et très fiables, quel que soit l’examinateur. Toutefois, afin d’assurer la cohérence dans les protocoles de test, les fabricants du système GAITRite, CIR Systems, offrent un cours d’accréditation de l’examinateur. Les examinateurs qui complètent avec succès le processus d’accréditation se voient attribuer un certificat d’accréditation valide pour une période de 1 an. Veuillez contacter CIR Systems pour de plus amples renseignements.

Équipements :

Pour des informations supplémentaires concernant l’équipement et la configuration, veuillez-vous référer au guide de référence technique de la passerelle électronique GAITRite :

http://www.gaitrite.com/Downloads/GAITRite_Measurement_Definitions.pdf

Versions alternatives du GAITRite

Aucune version alternative du système GAITRite n’a été documenté, mais il existe différents numéros de modèle.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les patients ayant subi un AVC.
  • Les patients nécessitant des appareils fonctionnels et des aides à la marche, tels que des béquilles, des déambulateurs ou des cannes (GAITRite, 2010).
  • Les patients utilisant la locomotion bipède et quadrupède (CIIR Systems, Inc., 2012).

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • N’a pas été documenté.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Le système GAITRite n’est pas un outil d’évaluation basé sur le langage.

Sommaire

Que mesure l’outil ? Les paramètres spatio-temporels de la démarche.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Le système GAITRite peut être utilisé avec les 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 Le temps d’administration dépend de la familiarité avec la configuration du système et son utilisation, et de l’état ambulatoire du patient.
Versions Il n’y a pas de versions alternatives.
Langues Non applicable.
Propriétés psychométriques
Fidélité Test-retest :
Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest pour le système GAITRite parmi des patients en phase de récupération d’un AVC.
Validité Concourante :
Une étude a relevé une validité concourante allant de modérée à excellente pour le système GAITRite avec le Clinical Stride Analyzer auprès d’une population en santé.
Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets de plancher ou de plafond du système GAITRite auprès de patients ayant subi un AVC.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? ucune étude n’a examiné la sensibilité au changement du système GAITRite auprès de patients ayant subi un AVC. Toutefois, le système GAITRite a la capacité de suivre les paramètres au cours du temps et peut être utilisé pour générer des rapports de progrès et des rapports de situation.
Acceptabilité Il n’y a pas de mise en place de dispositifs sur le patient, ce qui lui permet de déambuler le plus près possible de sa façon habituelle.
Faisabilité Le système GAITRite est portable et peut être déposé sur n’importe quelle surface plane (CIR Systems, Inc., 2010).
Comment obtenir l’outil ?

Pour de plus amples informations sur le système GAITRite, veuillez contacter :

CIR Systems, Inc
376 Lafayette Ave, Suite 202
Sparta, NJ 07871

Sans frais : (888) 482-2362
Téléphone : (973) 862-6151
Fax : (973) 862-6451
Courriel : sales@gaitrite.com

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été effectuée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du système GAITRite. Une étude impliquant des patients ayant subi un AVC et une autre étude impliquant des adultes en santé ont été identifiées et examinées pour les besoins de ce module.

Effets plancher/plafond

Une revue de littérature a été effectuée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du système GAITRite. Une étude impliquant des patients ayant subi un AVC et une autre étude impliquant des adultes en santé ont été identifiées et examinées pour les besoins de ce module.

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du système GAITRite auprès de patients ayant subi un AVC.

Test-retest :
Kuys, Brauer et Ada (2011) ont examiné la fidélité test-retest du système GAITRite pour mesurer les paramètres spatio-temporels de la démarche (vitesse de marche, cadence, longueur du pas – membre parétique et non parétique), durée du pas (membre parétique et non parétique), phase de balancement en pourcentage du cycle de marche (membre parétique et non parétique) auprès de 21 personnes ayant subi un AVC, en réadaptation en milieu hospitalier. Il a été demandé aux participants de parcourir une distance sur la passerelle GAITRIte, deux fois en 48 heures, à la vitesse de leur choix. La fidélité test-retest s’est avérée excellente pour tous les paramètres spatio-temporels du groupe global (ICC = 0,72-0,94), calculée à l’aide du coefficient de corrélation intraclasse. Les patients ont également été classés dans les catégories « faibles » et « meilleurs » marcheurs, selon la Motor Assessment Scale – MAS (faibles : score MAS Item 5 score 3 – 4, vitesse moyenne de marche = 0,54 m/s ; meilleurs : score MAS Item 5 score 5 – 6, vitesse moyenne de marche = 0,79 m/s). La fidélité test-retest s’est avérée plus élevée pour les marcheurs de faible qualité que pour les meilleurs marcheurs (ICC ≥ 0,57 vs ICC ≥ 0,41). Les résultats de cette étude indiquent que la fidélité test-retest du système GAITRite est légèrement supérieure chez les personnes à mobilité réduite.

Intra-juge :
Aucune étude n’a examiné la fidélité intra-juge du système GAITRite auprès de patients ayant subi un AVC.

Inter-juges :
Aucune étude n’a examiné la fidélité inter-juges du système GAITRite auprès de patients ayant subi un AVC.

Validité

Contenu :

Aucune étude n’a examiné la validité de contenu du système GAITRite auprès de patients ayant subi un AVC.

Critère :

Concourante :
Bilney, Morris et Webster (2002) ont comparé la validité concourante du système GAITRite et du Clinical Stride Analyzer (CSA) pour la quantification des paramètres spatio-temporels de la démarche (vitesse de marche, cadence, longueur de la foulée, temps d’appui simple – droit et gauche, double appui des membres en pourcentage du cycle de marche – droit et gauche) auprès de 25 sujets en santé. Le CSA a été choisie comme critère de mesure en raison de son utilisation clinique répandue pour mesurer les paramètres spatio-temporels de la démarche. Il a été demandé aux participants de marcher sur la passerelle GAITRite pendant trois essais à trois vitesses différentes : vitesse de leur choix, vitesse rapide et vitesse lente. Une excellente validité concourante a été relevée entre les deux mesures pour la vitesse, la cadence et la longueur de la foulée (ICC = 0,99) à des vitesses auto-sélectionnées, lentes et rapides, telles que calculées en utilisant le coefficient de corrélation intraclasse (ICC). La validité concourante pour la quantification de la phase d’appui sur une seule jambe allait de modérée à excellente (ICC = 0,52-0,86 pour les trois vitesses de marche) ; et le double appui des membres en pourcentage du cycle de marche allait également de modérée à excellente (ICC = 0,44-0,57) entre les deux mesures.

Prédictive :
Aucune étude n’a examiné la validité prédictive du système GAITRite auprès de patients ayant subi un AVC.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Aucune étude n’a examiné la validité convergente ou discriminante du système GAITRite auprès de patients ayant subi un AVC.

Groupes connus :
Aucune étude n’a étudié la validité des groupes connus du système GAITRite auprès de patients ayant subi un AVC.

Sensibilité/Spécificité :
Aucune étude n’a examiné la sensibilité ou la spécificité du système GAITRite auprès de patients ayant subi un AVC.

Sensibilité au changement :

Aucune étude n’a examiné la sensibilité au changement du système GAITRite auprès de patients ayant subi un AVC.

Références

  • Bilney, B., Morris, M. & Webster, K. (2003). Concurrent related validity of the GAITRite walkway system for quantification of the spatial and temporal parameters of gait. Gait and Posture, 17, 68-74.
  • Kuys, S.S., Brauer, S.G. & Ada, L. (2011). Test-retest reliability of the GAITRite System in people with stroke undergoing rehabiliation. Disability and Rehabilitation, 33 (19-20), 1848. 1853.

Voir la mesure

Pour de plus amples renseignements pour obtenir un système GAITRite, veuillez contacter CIR Systems, Inc.:

CIR Systems, Inc.
376 Lafayette Ave, Suite 202
Sparta, NJ 07871

Sans frais : (888) 482-2362
Téléphone : (973) 862-6151
Fax : (973) 862-6451
Courriel : sales@gaitrite.com

Table des matières

Motor Assessment Scale (MAS)

Évidence révisées en date du 07-11-2010
Auteur(s)* : Lisa Zeltzer, MSc OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

La Motor Assessment Scale (MAS) est une échelle fondée sur le rendement qui a été mise au point pour évaluer la fonction motrice quotidienne auprès de patients ayant subi un AVC (Carr, Shepherd, Nordholm & Lynne, 1985). La MAS est fondée sur une approche d’évaluation axée sur la tâche qui évalue l’exécution de tâches fonctionnelles plutôt que des schémas de mouvement isolés (Malouin, Pichard, Bonneau, Durand, & Corriveau 1994).

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 Motor Assessment Scale (MAS) est une échelle fondée sur le rendement qui a été mise au point pour évaluer la fonction motrice quotidienne auprès de patients ayant subi un AVC (Carr, Shepherd, Nordholm & Lynne, 1985). La MAS est fondée sur une approche d’évaluation axée sur la tâche qui évalue l’exécution de tâches fonctionnelles plutôt que sur des schémas de mouvement isolés (Malouin, Pichard, Bonneau, Durand, & Corriveau 1994).

Versions disponibles

En 1985, Janet H. Carr et Roberta B. Shepherd ont publié la MAS.

Caractéristiques de la mesure

Items :

La MAS est constituée de 8 items correspondant à 8 domaines de la fonction motrice. Les patients exécutent chaque tâche 3 fois et le meilleur rendement est comptabilisé.

  • Couché sur le dos à couché sur le côté
  • Couché sur le dos à assis sur le bord d’un lit
  • Équilibre assis
  • Position assise à la position debout
  • Marche
  • Fonction du membre supérieur
  • Mouvements de la main
  • Activités avancées de la main

Un item, le tonus général, est également inclus dans le but de fournir une estimation du tonus musculaire du côté affecté (Carr et al., 1985).

Cotation :

Tous les items (sauf l’item de tonus général) sont évalués sur une échelle de 7 points de 0 à 6. Un score de 6 indique un comportement moteur optimal. Pour l’item de tonus général, le score repose sur des observations continues au cours de l’évaluation. Un score de 4 sur cet item indique une réponse normale constante, un score > 4 indique une hypertonie persistante et un score < 4 indique différents degrés d’hypotonie (Carr et al., 1985).

Les scores des items (sauf l’item de tonus général) peuvent être additionnés pour obtenir un score global sur une possibilité de 48 points (Malouin et al., 1994). Accomplir avec succès un item de haut niveau suggère que l’individu est capable d’accomplir les items de niveau inférieur qui correspondent à de plus faibles scores et, ainsi, ces items inférieurs peuvent être omis de l’évaluation (Sabari et al., 2005).

Une des principales critiques de la MAS est que l’item de tonus général est difficile à évaluer, car il n’y a pas de lignes directrices concernant le test de tonus, où il devrait être évalué, ou comment coter l’item lorsque le tonus varie entre la jambe, le bras et le tronc (Poole & Whitney, 1988). Pour cette raison, cet item est parfois omis (Malouin et al., 1994 ; Loewen & Anderson, 1990).

Un autre problème avec la MAS est que les hiérarchies de cotation ne sont pas toujours cohérentes. Sabari et al. (2005) ont utilisé une analyse de Rasch pour examiner la validité des hiérarchies de cotation pour les sous-échelles de fonction du membre supérieur, de mouvements de la main et d’activités avancées de la main, et ont constaté que seulement la sous-échelle de fonction du membre supérieur a démontré une hiérarchie appropriée en matière de difficulté de la tâche. Une étude menée ultérieurement par Miller, Slade, Pallant et Galea (2010) a validé la difficulté de hiérarchie d’item de test dans les sous-échelles de fonction du membre supérieur et de mouvements de la main, mais pas dans la sous-échelle d’activités avancées de la main. Par exemple, certaines études ont noté que des patients qui pouvaient accomplir la tâche la plus difficile de la catégorie d’activités avancées de la main (tenir un peigne et peigner les cheveux à l’arrière de la tête) étaient incapables d’accomplir un item plus facile (tracer des lignes horizontales – Poole & Whitney, 1988 ; Malouin et al., 1994), ce qui signifie que les items ne sont pas classés selon l’estimation de leur niveau de difficulté (Miller et al., 2010).

Équipements :

Bien que plusieurs items soient requis pour administrer la MAS, il est facile de se procurer l’équipement. L’équipement suivant est nécessaire :

  • Chronomètre
  • Huit jujubes
  • Gobelet en polystyrène
  • Balle de caoutchouc
  • Tabouret
  • Peigne
  • Cuillère
  • Stylo
  • Deux tasses de thé
  • Eau
  • Feuille préparée pour tracer des lignes
  • Objet cylindre comme un pot
  • Table

Sous-échelles :

Les items du membre supérieur de la MAS peuvent être utilisés indépendamment du reste de l’échelle.

Formation :

Les instructions pour l’administration appropriée de la MAS sont fournies directement sur l’échelle elle-même. Carr et al. (1985) recommandent une courte période d’instruction et de pratique, lors de laquelle la MAS est administrée à au moins 6 patients avant l’utilisation du test dans un contexte formel.

Durée :

Carr et al. (1985) estiment que la MAS devrait prendre environ 15 minutes pour être complétée, toutefois, d’autres études ont noté que le temps d’administration variait de 15 à 60 minutes (Poole & Whitney, 1988 ; Malouin et al., 1994).

Versions alternatives de la Motor Assessment Scale

  • Modified Motor Assessment Scale(MMAS).Loewen et Anderson (1988) ont modifié les descriptions des items et ont supprimé l’item de tonus général. Dans une étude auprès de 7 patients ayant subi un AVC, la MMAS a démontré une fidélité inter-juges acceptable. Cette version modifiée est également cotée sur une échelle de 7 points, de 0 à 6.
  • Upper Limb/Extremity Motor Assessment Scale (UL-MAS ou UE-MAS).Dans cette version de la MAS, seulement les trois items du membre supérieur sont utilisés comme une échelle pour évaluer la fonction du membre supérieur. Dans une étude évaluant cette version, une fidélité et une validité substantielle ont été relevées (alpha de Cronbach = 0,83 ; rho de Spearman = 0,70 – Lannin, 2004 ; Hsueh & Hsieh, 2002).

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Peut être utilisé avec

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Les patients qui ont besoin d’un proche aidant pour accomplir l’évaluation. Comme pour les autres indices de déficience, la MAS est cotée par une observation directe et ne devrait pas être utilisée avec des proches aidants.
  • Lors de l’évaluation de patients sévèrement affectés, ou de patients atteints d’aphasie, nous recommandons d’utiliser la Fugl-Meyer Assessment of Sensorimotor Recovery After Stroke (FMA) – une autre mesure pour évaluer le fonctionnement moteur chez les patients ayant subi un AVC – au lieu de la MAS, bien qu’elle soit plus longue à administrer.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

  • Anglais (Carr et al., 1985)
  • Norvégien (Kjendahl, Jahnsen & Aamodt, 2005)

Sommaire

Que mesure l’outil ? Le fonctionnement moteur usuel
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 Upper Limb/Extremity Motor Assessment Scale (UL-MAS ou UE-MAS) ; Modified Motor Assessment Scale (MMAS)
Versions Upper Limb/Extremity Motor Assessment Scale (UL-MAS ou UE-MAS) ; Modified Motor Assessment Scale (MMAS)
Langues Anglais et norvégien
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne de la MAS.

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

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

Inter-juges :
Deux études ont examiné la fidélité inter-juges de la MAS ; les deux ont relevé une excellente fidélité (à l’exception de l’item du tonus général qui a démontré une faible fidélité inter juges).

Validité Contenu :
Aucune étude examinant la validité de contenu de la MAS n’a été documenté. Les items et les options de cotation reposent sur des observations de l’amélioration d’un grand nombre de patients.

Critère :
D’excellentes corrélations ont été relevées entre la MAS et la Fugl-Meyer Assessment.

Construit :
D’excellentes corrélations ont été relevées entre la MAS et les items évaluant la mobilité de la Mobility Scale for Acute Stroke Patients, et des corrélations adéquates ont été relevées entre la MAS et une mesure simple de l’équilibre fonctionnel en position assise (tests de soulever les bras et d’avancer le tronc vers l’avant en position assise).

Est-ce que l’outil est sensible aux changements ?

Une étude a relevé des effets de plancher et de plafond minimum pour l’UL-MAS auprès de patients en phase aiguë et subaiguë de récupération post-AVC. Une autre étude a relevé de grands effets de plancher et de plafond pour les items de la fonction de l’avant-bras et les mouvements de la main, et des effets de plancher substantiels pour les activités avancées de la main ; cependant, l’étude a été critiquée pour l’inclusion de participants qui étaient jusqu’à six ans post-AVC.

Une étude a examiné la capacité de la MAS pour détecter le changement et a constaté que l’item de la marche avait une grande capacité pour détecter le changement, et les items du bras avaient une petite capacité pour détecter le changement.

Acceptabilité

La MAS est une mesure brève et assez simple à administrer. Le recours à un proche aidant n’est pas approprié pour administrer cette mesure basée sur le rendement. Pour les patients sévèrement affectés, ou les patients atteints d’aphasie, nous recommandons l’administration de la Fugl-Meyer Assessment of Sensorimotor Recovery After Stroke(FMA) plutôt que la MAS.

Faisabilité Une courte période d’instruction et de pratique est recommandée avant d’administrer le test dans un contexte formel. Plusieurs items sont requis comme équipement pour la MAS, toutefois, tous les items sont faciles à obtenir.
Comment obtenir l’outil ? La MAS est disponible gratuitement et elle peut être trouvée dans Carr et al. (1985). Cliquez ici pour voir un exemplaire de

Propriétés psychométriques

Résumé

Aux fins de cette revue, une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques de la MAS.

Effets plancher/plafond

Sabari et al. (2005) ont utilisé une analyse Rasch pour examiner la validité des hiérarchies de cotation des sous-échelles du membre supérieur de la MAS et ont relevé d’importants effets planchers et plafonds pour les sous-échelles 6 et 7 (respectivement, 31% et 28% pour les deux) et d’importants effets planchers pour la sous-échelle 8 (38%). Les participants avaient une moyenne de 104 jours post-AVC, dans une étendue allant de 3 jours à 6,4 ans.

Dans une étude menée ultérieurement, Miller, Slade, Pallant et Galea (2010) ont utilisé une analyse Rasch pour évaluer les propriétés psychométriques des sous-échelles du membre supérieur de la MAS (UL-MAS) auprès de patients ayant subi un AVC et ont relevé des effets planchers et plafonds adéquats (respectivement, 14% et 9%). Les participants avaient une moyenne de 64,8 jours post-AVC, dans une étendue allant de 4 à 193 jours. Miller et al. ont contesté l’applicabilité clinique des résultats de Sabari et al., car certains participants étaient à plus de 6 ans post-AVC et, en clinique, la MAS est généralement administrée dans la phase aiguë ou subaiguë de récupération post-AVC.

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne de la MAS.

Test-retest :
Carr et al. (1985) ont examiné la fidélité test-retest de la MAS auprès de 14 patients ayant subi un AVC. Les patients ont été évalués à deux reprises par le même évaluateur, à un intervalle de 4 semaines. Les corrélations test-retest se sont avérées excellentes, allant de r = 0,87 à r = 1,00 (la corrélation moyenne étant de r = 0,98).

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

Inter-juges :
Carr et al. (1985) ont sélectionné 5 patients à différents stades de récupération pour évaluer la fidélité inter-juges de la MAS. Vingt physiothérapeutes et étudiants de premier cycle en physiothérapie ont effectué les évaluations (l’item de tonus général étant exclu de l’évaluation). Dans l’ensemble, la MAS a démontré une excellente fidélité inter-juges, avec une corrélation moyenne de r = 0,95. Le meilleur accord a été obtenu pour l’item d’équilibre assis (r = 0,99), et le plus faible accord a été obtenu pour l’item de position assise à la position debout (r = 0,89).

Poole et Whitney (1988) ont examiné la fidélité inter-juges de la MAS auprès de 24 patients ayant subi un AVC. Deux examinateurs ont observé et noté chaque patient indépendamment. La fidélité inter-juges pour le MAS total (r = 0,99) et pour les items individuels (allant de r = 0,92 à r = 1,00) s’est avérée excellente, à l’exception de l’item de tonus général, qui a démontré une faible fidélité (r = 0,29).

Validité

Contenu :

Carr et al. (1985) ont fondé les items et les options de cotation de la MAS sur des observations de l’amélioration d’un grand nombre de patients. Ainsi, aucune validité de contenu formelle n’est disponible (Carr et al., 1985).

Critère :

Concourante :
Malouin, Pichard, Bonneau, Durand et Corriveau (1994) ont évalué la validité concourante de la MAS en la comparant à la Fugl-Meyer Assessment, suite à un AVC, et ont relevé d’excellentes corrélations de Spearman pour les scores totaux (r = 0,96, excluant l’item de tonus général). Les corrélations entre les items de la MAS et les items correspondants de la Fugl-Meyer Assessment se sont avérées excellentes (allant de r = 0,65 à r = 0,93). Les corrélations du score d’équilibre de la MAS avec les scores de sensation de toucher léger et de sens de la position du Fugl-Meyer Assessment se sont également avérées excellentes (respectivement, r = 0,64 et r = 0,67), mais les corrélations avec les items d’équilibre de la Fugl-Meyer Assessment se sont avérées faibles (respectivement, r = 0,12 et r = -0,10).

Poole et Whitney (1988) ont évalué la validité concourante de la MAS en la comparant à la Fugl-Meyer Assessment auprès d’une population en phase chronique de récupération post-AVC, et ont noté des résultats similaires à ceux obtenus par Malouin et al. (1994). D’excellentes corrélations de Spearman ont été relevées pour les scores totaux (r = 0,88) ainsi que pour les items individuels (allant de r = 0,64 à r = 0,92), à l’exception de l’équilibre assis qui a faiblement corrélé (r = 0,28).

Construit :

Miller et al. (2010) ont examiné la validité de construit de l’item 72 du test (déviation radiale du poignet). La déviation radiale n’est plus considérée comme un mouvement isolé se produisant au poignet et on estime maintenant qu’elle se produit dans le cadre d’une synergie coordonnée (Mason, Gomez & Ebner, 2001 tel que cité dans Miller, Slade, Pallant & Galae, 2010) ou d’un programme de mouvement (Marotta, Medendorp & Crawford, 2003 tel que cité dans Miller et al., 2010). De plus, la déviation radiale est souvent réduite chez les individus de plus de 65 ans, affectant ainsi les résultats pour l’item 72. Les données indiquent que l’item 72 ajoute peu de sens à l’évaluation de la récupération motrice chez les patients ayant subi un AVC.

Convergente/Discriminate :
Simondson et al. (2003) ont examiné la validité d’une nouvelle échelle, la Mobility Scale for Acute Stroke Patients, avec d’autres échelles reconnues (la MAS, la Functional Ambulation Classification system, la Mesure de l’Indépendance Fonctionnelle, et l’Indice de Barthel). Les items de mobilité de la Mobility Scale for Acute Stroke Patients ont obtenu une excellente corrélation avec les items correspondants de la MAS (r = 0,89), démontrant la validité convergente de la MAS.

Tyson et DeSouza (2004) ont examiné la validité convergente de la MAS auprès de 48 patients ayant subi un. Il a été constaté qu’une simple mesure de l’équilibre assis fonctionnel (tests de soulever les bras et d’avancer le tronc vers l’avant en position assise) a corrélé adéquatement avec l’item assis de la MAS (r = 0,33 et r = 0,54).

Groupes connus :
Aucune étude n’a examiné la validité de groupes connus de la MAS.

Sensibilité au changement

Dean et Mackey (1992) ont relevé des différences significatives entre les scores moyens pour chaque item de la MAS, lors de l’admission au moment du congé de la réadaptation suite à un AVC, après une moyenne de 71 jours de réadaptation.

Nugent, Schurr et Adams (1994) ont relevé une corrélation adéquate (r = 0,45) entre le nombre de répétitions d’exercices physiques de mise en charge (visant à raffermir les muscles extenseurs de la jambe) et le changement dans le score de la MAS pour l’item de marche, parmi 25 patients hospitalisés bénéficiant de la réadaptation. Pour être inclus dans l’étude, les patients devaient avoir un score supérieur à 0, mais inférieur à 6 à l’item de marche de la MAS. Tous les patients qui pratiquaient l’exercice ont accompli de façon indépendante une marche d’au moins 3 mètres de distance, ce qui a donné un score final sur la MAS de trois ou plus.

English et Hillier (2006) ont examiné la sensibilité au changement de la MAS auprès de 61 patients admis en réadaptation à l’interne. La capacité de la MAS pour détecter le changement était limitée à cet échantillon. L’item 5 de la MAS (évaluant la marche) a démontré une grande ampleur de l’effet (AE = 1,02), et a été capable de détecter des changements chez les patients dont le fonctionnement moteur était inférieur (12 patients n’ont démontré aucun changement). Les autres items de la MAS étaient moins sensibles, en particulier, l’ampleur de l’effet pour les items évaluant le bras (items 6 à 8) où les scores de changement étaient petits (AE variant de 0,36 à 0,5) et entre 44,3 et 63,9% des patients n’ont pas obtenu de changement sur ces mesures. De plus, plus de 80 % des patients ont obtenu une cote aux extrémités de l’échelle sur les trois items évaluant le bras. Ces résultats suggèrent que les cliniciens devraient faire preuve de prudence lorsqu’ils choisissent le MAS pour mesurer le changement chez les patients, car pour certains sous-groupes et pour certains items, il est peu probable que le changement clinique soit détecté par cet outil.

Références

  • Carr, J. H., Shepherd, R. B., Nordholm, L., Lynne, D. (1985). Investigation of a new motor assessment scale for stroke patients. Phys Ther, 65, 175-180.
  • Dean, C. M., Mackey, F. M. (1992). Motor assessment scale scores as a measure of rehabilitation outcome following stroke. Aust J Physiother, 38, 31-35.
  • English, C. K., Hillier, S. L. (2006). The sensitivity of three commonly used outcome measures to detect change amongst patients receiving inpatient rehabilitation following stroke. Clinical Rehabilitation, 20, 52-55.
  • Hsueh, I-P., Hsieh, C-L. (2002).Responsiveness of two upper extremity function instruments for stroke inpatients receiving rehabilitation. Clinical Rehabilitation, 16(6), 617-624.
  • Kjendahl, A., Jahnsen, R., Aamodt, G. (2005). Motor Assessment Scale in Norway: Translation and inter-rater reliability. Advances in Physiotherapy, 7(1), 7-12.
  • Lannin, N. A. (2004). Reliability, validity and factor structure of the upper limb subscale of the Motor Assessment Scale (UL-MAS) in adults following stroke. Disability & Rehabilitation, 26(2), 109-116.
  • Loewen, S. C., Anderson, B. A. (1988). Reliability of the Modified Motor Assessment Scale and the Barthel Index. Phys Ther, 68, 1077-1081.
  • Loewen, S. C., Anderson, B. A. (1990). Predictors of stroke outcome using objective measurement scales. Stroke, 21, 78-81.
  • Malouin, F., Pichard, L., Bonneau, C., Durand, A., Corriveau, D. (1994). Evaluating motor recovery early after stroke: comparison of the Fugl-Meyer Assessment and the Motor Assessment Scale. Arch Phys Med Rehabil, 75(11), 1206-1212.
  • Miller, K.J., Slade, A.L., Pallant, J.F., Galea, M.P. (2010). Evaluation of the psychometric properties of the upper limb subscales of the Motor Assessment Scale using a Rasch analysis model. J Rehabil Med, 42, 315-322.
  • Poole, J. L., Whitney, S. L. (1988). Motor assessment scale for stroke patients: concurrent validity and interrater reliability. Arch Phys Med Rehabil, 69(3), 195-197.
  • Sabari, J. S., Lim, A. L., Velozo, C. A., Lehman, L., Kieran, O., Lai, J. S. (2005). Assessing arm and hand function after stroke: a validity test of the hierarchical scoring system used in the motor assessment scale for stroke. Arch Phys Med Rehabil, 86(8), 1609-1615.
  • Simondson, J. A., Goldie, P., Greenwood, K. M. (2003). The mobilityscaleforacute stroke patients: Concurrent validity. Clinical Rehabilitation, 17(5), 558-564.

Voir la mesure

Comment obtenir un exemplaire de la MAS ?

La MAS est disponible gratuitement et elle peut être trouvée dans Carr et al. (1985).

Cliquez ici pour voir un exemplaire de la MAS.

Table des matières

Postural Assessment Scale for Stroke Patients (PASS)

Évidence révisées en date du 22-10-2012
Auteur(s)* : Annabel McDermott, OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Réviseur expert : Professeur Charles Benaim
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

La Postural Assessment Scale for Stroke Patients (PASS) évalue l’équilibre dans les positions couchée, assise et debout. Elle a été conçue spécifiquement pour les patients ayant subi un AVC et est appropriée pour tous les individus, quel que soit leur rendement postural.

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 Postural Assessment Scale for Stroke Patients (PASS) est composée de 12 items de difficulté croissante qui mesurent l’équilibre dans les positions couchée, assise et debout. Elle a été conçue spécifiquement pour les patients ayant subi un AVC, quel que soit leur rendement postural (Barros de Oliveira et al., 2008; Mao et al., 2002). La PASS mesure la capacité du patient à maintenir des postures stables, ainsi que l’équilibre dans les changements de position (Di Monaco et al., 2010). Il contient des items qui ne sont pas évalués par l’Échelle d’équilibre de Berg (Blum & Korner-Bitensky, 2008) et démontre de meilleures propriétés psychométriques que l’Échelle d’équilibre de Berg et la sous-échelle modifiée d’équilibre de la Fulg-Meyer Assessment (Mao et al., 2002).

Versions disponibles

La PASS a été développée en 1999 par Benaim et al. en tant qu’adaptation de la sous-échelle d’équilibre de la Fulg-Meyer Assessment (Benaim et al., 1999). Elle a initialement été développée en français et a depuis été traduite en anglais et en suédois (SwePASS). Des versions courtes de la PASS, avec moins d’items (SFPASS à 5 items) ou avec de plus petites échelles de cotation (PASS-3P), ont aussi été développées.

Caractéristiques de la mesure

Items :

La PASS est composée de 12 items de difficulté croissante :

Maintenir une posture

  • Assis sans appui (assis sur le bord d’une table d’examen d’une hauteur de 50 cm avec les pieds touchant le plancher)
  • Debout avec appui (position libre des pieds, pas d’autres contraintes)
  • Debout sans appui (position libre des pieds, pas d’autres contraintes)
  • Debout sur la jambe non parétique (pas d’autres contraintes)
  • Debout sur la jambe parétique (pas d’autres contraintes)

Changement de posture

  • Couché sur le dos à couché sur le côté affecté
  • Couché sur le dos à couché sur le côté non affecté
  • Couché sur le dos à assis sur le bord d’un table
  • Assis sur le bord d’une table à couché sur le dos
  • Assis à debout (sans aucun appui, pas d’autres contraintes)
  • Debout à assis (sans aucun appui, pas d’autres contraintes)
  • Debout, ramasser un crayon sur le plancher (sans aucun appui, pas d’autres contraintes) (Barros de Oliveira et al., 2008)

Cotation :

La PASS est constituée d’une échelle de 4 points dans laquelle les items sont cotés de 0 à 3. Le score total varie de 0 à 36 (Barros de Oliveira et al., 2008).

Item 1 : Assis sans appui

  • 0 = ne peut pas s’asseoir
  • 1 = peut s’asseoir avec un léger appui (ex. par une main)
  • 2 = tient assis pour plus de 10 secondes sans appui
  • 3 = tient assis pour 5 minutes sans appui

Item 2 : Debout avec appui

  • 0 = ne peut pas tenir debout, même avec appui
  • 1 = peut tenir debout avec le ferme appui de 2 personnes
  • 2 = peut tenir debout avec l’appui modéré d’une personne
  • 3 = peut tenir debout avec l’appui d’une seule main

Item 3 : Debout sans appui

  • 0 = ne peut pas tenir debout sans appui
  • 1 = peut tenir debout sans appui pour 10 secondes ou s’appuie plus fortement sur une jambe
  • 2 = peut tenir debout sans appui pour une minute ou se tient debout de façon légèrement asymétrique
  • 3 = peut tenir debout sans appui pour plus d’une minute et peut effectuer simultanément des mouvements de bras au-dessus du niveau de l’épaule

Items 4 et 5 : Debout sur la jambe non parétique/parétique

  • 0 = ne peut pas tenir debout sur la jambe
  • 1 = peut tenir sur la jambe pour quelques secondes
  • 2 = peut tenir sur la jambe pour plus de 5 secondes
  • 3 = peut tenir sur la jambe pour plus de 10 secondes

Items 6-10

  • 0 = ne peut pas effectuer l’activité
  • 1 = peut effectuer l’activité avec beaucoup d’aide
  • 2 = peut effectuer l’activité avec peu d’aide
  • 3 = peut effectuer l’activité sans aide

Description des tâches :

Les items sont classés selon la difficulté, ainsi les items couché et assis sont plus faciles que les items debout. Les items 6 (couché sur le dos à couché sur le côté affecté) et 7 (couché sur le dos à couché sur le côté non affecté) sont les items les plus faciles; l’item 5 (debout sur la jambe parétique) est l’item le plus difficile de l’évaluation (Benaim et al., 1999).

Durée :

Il faut 1 à 10 minutes pour administrer la PASS (Benaim et al., 1999).

Formation :

Aucune formation particulière n’est requise, bien que les cliniciens doivent avoir une bonne compréhension du trouble de l’équilibre et des questions de sécurité connexes après un AVC.

Chien et al. (2007b) notent que les différents critères de cotation pour plusieurs items de la PASS peuvent poser des difficultés aux évaluateurs moins formés et ils recommandent la plus simple SFPASS à la place.

Équipements :

  • Une table d’examen d’une hauteur de 50 cm (ex. plan de Bobath)
  • Un chronomètre
  • Un stylo

Versions alternatives de la PASS

Chien et al. (2007b) ont développé une version courte de la PASS (SFPASS) en menant une analyse d’items de la PASS dans un échantillon de 278 patients ayant subi un AVC et en sélectionnant les items avec les meilleures propriétés de mesure (c’est-à-dire la cohérence interne la plus élevée et la meilleure sensibilité au changement). La SFPASS se concentre sur la mobilité dans le lit et le transfert assis à debout. La SFPASS est composé de 5 items (Liaw et al., 2012) :

  • Debout sur la jambe non parétique
  • Couché sur le dos à assis sur le bord de la table
  • Assis sur le bord de la table à couché sur le dos
  • Assis à debout
  • Debout à assis

Les items de la SFPASS sont cotés sur une échelle de 3 points et les scores totaux vont de 0 à 15. La SFPASS et plus simple et plus rapide à administrer que la PASS (Liaw et al., 2012).

Persson et al. (2011) ont développé une version suédoise de la PASS (SwePASS) en réponse au besoin perçu de clarifier les critères de cotation et les descriptions des items. La SwePASS définit les critères de cotation « beaucoup d’aide » comme « un appui de 2 personnes » et « peu d’aide » comme « un appui d’une personne ». Les items 4, 7 et 10 ont été clarifiés ou modifiés. La SwePASS est composée des mêmes 12 items que la PASS et de la même échelle ordinale de cotation (0-3), pour un score maximum de 36.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les patients ayant subi un AVC, quel que soit leur rendement postural.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • N’a pas été documenté.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

  • Français
  • Anglais
  • Suédois

Sommaire

Que mesure l’outil ? L’équilibre
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les patients ayant subi un AVC, quel que soit leur rendement d’équilibre.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation Évaluation
Temps d’administration 10 minutes
Versions
  • SwePASS (version suédoise)
  • SFPASS (5 items, version courte avec une échelle à 3 points)
  • PASS-3P (12 items, version avec une échelle à 3 points)
Langues Anglais, français, suédois
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
– Trois études ont relevé une excellente cohérence interne de la PASS.
– Une étude a relevé une excellente cohérence interne des items de contrôle du tronc de la PASS (PASS-TC).
– Une étude a relevé une cohérence interne allant d’adéquate à excellente de la SFPASS.

Test-retest :
– Trois études ont relevé une fidélité intra-juge allant d’adéquate à excellente des items individuels de la PASS et une excellente fidélité test-retest des scores totaux de la PASS. De plus, une étude a relevé de petites limites d’accord en utilisant des graphiques de Bland-Altman, indiquant une stabilité élevée avec une faible variation naturelle de la PASS.
– Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest des items individuels et du score total de la SFPASS.

Intra-juge :
Une étude a relevé une fidélité intra-juge, dans la même journée, allant d’adéquate à excellente pour la SwePASS auprès de patients en phase aiguë de récupération post-AVC.

Inter-juges :
– Deux études ont relevé une fidélité inter-juges allant d’adéquate à excellente des items individuels de la PASS et une excellente fidélité inter-juges du score total de la PASS.
– Une étude a relevé une excellente fidélité inter-juges de la PASS-TC.
– Une étude a relevé une excellente fidélité inter-juges de la SwePASS.

Validité Contenu :
Aucune étude n’a examiné la validité de contenu de la PASS.

Critère :
Concourante :
Quatre études ont examiné la validité concourante de la PASS et ont relevé une excellente validité concourante avec l’Échelle d’équilibre de Berg (EEB), l’échelle modifiée d’équilibre de la Fugl-Meyer Assessment (FMA-B), la Trunk Impairment Scale (TIS), la SFPASS et la PASS-3P.

Prédictive :
– Six études ont relevé que la PASS démontre une validité prédictive allant d’adéquate à excellente pour la fonction à 90 jours post-AVC ou au moment du congé de la réadaptation, mais une faible validité prédictive de fonction après 1 an. Deux études ont relevé une excellente validité prédictive de la mobilité à 180 jours post-AVC ou au moment du congé de la réadaptation.
– Une étude a relevé que la PASS-TC démontre une excellente validité prédictive de la fonction des activités de la vie quotidienne à 6 mois post-AVC, et est un meilleur prédicteur de la fonction que l’Indice de Barthel (IB) ou le domaine moteur de la Fugl-Meyer Assessment (FMA).
– Deux études ont relevé que la SFPASS démontre une validité prédictive allant d’adéquate à excellente pour la fonction au moment du congé de la réadaptation ou à 90 jours post-AVC.

Construit :
Convergente/Discriminante :
– Quatre études ont examiné la validité convergente de la PASS et ont relevé d’excellentes corrélations avec l’IB ; le score total, les tâches de transferts et les tâches de locomotion de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) ; et les scores de motricité du membre supérieur et inférieur. Des corrélations négatives adéquates ont été relevées avec le Star Cancellation Test (score d’inattention spatiale) ; la sensibilité à la pression du membre supérieur et inférieur ; et la mesure de la stabilisation posturale et de l’orientation posturale par rapport à la gravité. La PASS n’a démontré aucune corrélation significative avec l’Ashworth Scale.
– Une étude a relevé que la PASS-TC démontre une excellente validité convergente avec l’IB et la FMA-B.
– Deux études ont examiné la validité convergente de la SFPASS ou de la PASS-3P et ont relevé que les deux mesures démontrent d’excellentes corrélations avec l’IB et la MIF.

Groupes connus :
Aucune étude n’a examiné la validité des groupes connus de la PASS.

Effets plancher/plafond Trois études n’ont relevé aucun effet de plancher ou de plafond sur la PASS à des stades de récupération allant d’aiguë à chronique post-AVC. Toutefois, une étude a relevé un faible effet de plancher à 90 jours post-AVC.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? – Six études ont examiné la sensibilité au changement de la PASS et ont relevé qu’elle est en mesure de détecter le changement au niveau des AVC. La PASS démontre une bonne sensibilité au changement avant 90 jours post-AVC, mais une faible sensibilité au changement à des stades ultérieurs de récupération. De plus, la PASS est plus sensible pour détecter le changement au niveau des AVC allant de modérés à sévères que les AVC légers.
– Trois études ont examiné la sensibilité au changement de la PASS-3P ou de la SFPASS et ont relevé que les deux mesures étaient capables de détecter le changement au niveau des AVC en phase aiguë et subaiguë de récupération.

Sensibilité & spécificité :
Aucune étude n’a examiné la sensibilité ou la spécificité de la PASS.

Acceptabilité La PASS a été conçue pour les patients ayant subi un AVC, quelle que soit leur fonction d’équilibre.
Faisabilité La PASS est un test rapide et simple à administrer, et requiert un équipement minimal et aucune formation spécialisée.
Comment obtenir l’outil ? L’outil est disponible en ligne : http://www.brightonrehab.com/wp-content/uploads/2012/02/Postural-Assessment-Scale-for-Stroke-Patients-PASS.pdf

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques de la Postural Assessment Scale for Stroke Patients (PASS). Onze études ont été examinées.

Effets plancher/plafond

Benaim et al. (1999) ont examiné la distribution de fréquence et le tracé de densité des scores de la PASS auprès de 58 patients à 30 et 90 jours post-AVC. Alors qu’une distribution uniforme a été constatée à 30 jours post-AVC, il y avait un pic prononcé autour des valeurs les plus élevées à 90 jours puisque 38% des patients avaient atteint le score maximum. Les tests sur 30 particpants en bonne santé de même âge ont révélé que 90% des participants ont atteint le score maximum.

Mao et al. (2002) ont examiné les effets de plancher et de plafond de la PASS auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC à 14, 30, 90 et 180 jours post-AVC. Les effets de plancher et de plafond se sont avérés adéquats à tous les temps de mesure (l’effet plancher allant de 2,2 à 3,8% ; l’effet plafond allant de 3,3 à 17,5%).

Chien et al. (2007b) ont examiné les effets de plancher et de plafond de la PASS auprès de 287 patients à 14 jours post-AVC, et dans une seconde cohorte de 197 patients. La PASS n’a pas démontré d’effets de plancher (respectivement, 6,3%; 6,1%) ou d’effets de plafond (respectivement, 2,8%; 1,7%) significatifs dans l’une ou l’autre des cohortes.

Chien et al. (2007b) ont aussi examiné les effets de plancher et de plafond de la SFPASS à 5 items auprès de 287 patients à 14 jours post-AVC, et dans une seconde cohorte de 197 patients. La SFPASS n’a démontré aucun effet de plafond significatif dans l’une ou l’autre des cohortes (7,0% ; 8,4%). Un faible effet de plancher (20,2%) a été observé dans la première cohorte, mais n’était pas évident dans la seconde cohorte (16,2%).

Yu et al. (2012) n’ont relevé aucun effet de plancher ou de plafond significatif pour la PASS auprès de 85 patients ayant subi un AVC (la plupart en phase aiguë de récupération post-AVC et étant gravement handicapé) lors de l’admission (< 15%) et au moment du congé (< 10%) d’une unité de réadaptation.

Fidélité

Cohérence interne :
Benaim et al. (1999) ont relevé une excellente cohérence interne de la PASS (α = 0,95) lorsqu’examinée auprès d’un échantillon de 58 patients ayant subi un AVC, en utilisant un coefficient α de Cronbach. Les auteurs ont conclu que la PASS est homogène et susceptible de produire des réponses cohérentes. De plus, une forte corrélation a été relevée entre les sommes des items de maintien de position et de changement de position (r = 0,86 ; p < 0,001).

Mao et al. (2002) ont examiné la cohérence interne de la PASS auprès d’un échantillon de 112 patients ayant subi un AVC à 14, 30, 90 et 180 jours post-AVC, en utilisant un coefficient α de Cronbach. Une excellente cohérence interne a été relevée à tous les temps de mesure (α varie de 0,94 à 0,96).

Hsieh et al. (2002) ont examiné la cohérence interne des items de contrôle du tronc de la PASS (PASS-TC : items 1, 6, 7, 8, 9) auprès d’un échantillon de 182 patients en phase aiguë de récupération post-AVC. Les résultats des deux évaluateurs indiquaient une excellente cohérence interne de la PASS-TC (α = 0,93-0,94), mesurée en utilisant un α de Cronbach.

Chien et al. (2007b) ont examiné la cohérence interne de la PASS auprès d’un échantillon de 287 patients à 14 jours post-AVC, et dans une seconde cohorte de 197 patients. Une excellente cohérence interne (α = 0,96) a été relevée dans les deux cohortes, mesurée en utilisant un α de Cronbach.

Chien et al. (2007b) ont aussi examiné la cohérence interne de la SFPASS auprès d’un échantillon de 287 patients à 14 jours post-AVC, et dans une seconde cohorte de 197 patients. La cohérence interne s’est avérée adéquate dans la première cohorte (α = 0,66), et excellente dans la seconde cohorte (α = 0,93), mesurée en utilisant un α de Cronbach.

Chien et al. (2007b) ont relevé que la forte cohérence interne de la PASS peut indiquer de la redondance entre les items.

Test-retest :
Benaim et al. (1999) ont mesuré la fidélité test-retest de la PASS auprès de 12 patients en phase aiguë de récupération post-AVC, en utilisant un coefficient α pour les items individuels et une corrélation du produit-moment de Pearson pour le score total. Les auteurs ont relevé une fidélité allant d’adéquate à excellente pour les items individuels (α moyen = 0,72; allant de 0,45 à 1), et une excellente fidélité pour le score total (r = 0,98; p < 0,001). De plus, un graphique de Bland-Altman a démontré que les différences entre les cotations étaient faibles (0,5) et homogènes (les différences étaient dans ou très près des limites de confiance à 95% de la moyenne).

Chien et al. (2007a) ont examiné la fidélité test-retest de 2 semaines de la PASS auprès de 20 patients en phase chronique de récupération post-AVC, et ont relevé une excellente fidélité test-retest (CCI – 0,84), mesurée en utilisant un modèle à un facteur à effets aléatoires de coefficient de corrélation intraclasse (CCI).

Liaw et al. (2008) ont examiné la fidélité test-retest de 7 jours de la PASS auprès d’un échantillon de 52 patients en phase chronique de récupération post-AVC, en utilisant le coefficient intraclasse pour une fidélité relative (c’est-à-dire la mesure dans laquelle les individus maintiennent leur position dans un échantillon avec des mesures répétées) : les graphiques de Bland-Altman et l’erreur standard de mesure (ESM) pour la fidélité absolue (c’est-à-dire la mesure dans laquelle les mesures répétées varient pour les individus). La fidélité test-retest relative s’est avérée excellente (CCI = 0,97). Les graphiques de Bland-Altman ont révélé de petites limites d’accord (-2,72 à 3,52), indiquant une forte stabilité avec une faible variation naturelle. L’ESM était petit (1,14%), indiquant que la PASS est utile pour identifier un changement véritable.

Liaw et al. (2012) ont examiné la fidélité test-retest de 7 jours de la SFPASS auprès d’un échantillon de 52 patients en phase chronique de récupération post-AVC, en utilisant la statistique κ pondéré pour les items individuels et le coefficient de corrélation intraclasse (CCI) pour le score total. Les auteurs ont relevé de 0,66 à 0,84) et une excellente fidélité pour les scores totaux (CCI = 0,93; IC à 95% = 0,88-0,96). Les graphiques de Bland-Altman des différences entre les mesures des deux sessions de test contre la moyenne des deux sessions de test pour chaque patient ont révélé de petites limites d’accord (1,99 à -2,33), indiquant une forte stabilité avec une faible variation naturelle. L’erreur standard de mesure (ESM) était de 5,2%, représentant un niveau faible et acceptable d’erreur de mesure.
Note : Lors de l’exécution d’une analyse de Bland et Altman, une différence moyenne près de zéro indique un accord plus élevé entre les mesures.

Intra-juge :
Persson et al. (2011) ont examiné la fidélité intra-juge, dans la même journée, de la SwePASS auprès d’un échantillon de 114 patients en phase aiguë de récupération post-AVC. La fidélité intra-juge des items s’est avérée excellente (r = 0,88-0,98) lorsque mesurée en utilisant une corrélation des rangs de Spearman, et allant d’adéquate à excellente (κ = 0,70-0,93) lorsque mesurée en utilisant un coefficient kappa.

Inter-juges :
Benaim et al. (1999) ont mesuré la fidélité inter-juges de la PASS en utilisant un coefficient α pour la fidélité des items individuels et une corrélation du produit-moment de Pearson pour la fidélité du score total. Deux cliniciens ont évalué des patients ayant subi un AVC dans la même journée, auprès d’un échantillon total de 12 patients. Les auteurs ont relevé une fidélité inter-juges allant d’adéquate à excellente pour les items individuels (α moyen = 0,88 ; va de 0,64 à 1), et une excellente fidélité inter-juges pour le score total (r = 0,99 ; p < 0,001). De plus, un graphique de Bland et Altman pour la fidélité inter-juges a démontré que les différences entre les cotations étaient faibles (0,5) et homogènes (les différences étaient dans ou très près des limites de confiance à 95% de la moyenne).

Mao et al. (2002) ont examiné la fidélité inter-juges de la PASS en utilisant un coefficient α pour la fidélité des items individuels et une corrélation du produit-moment de Pearson pour la fidélité du score total. Deux cliniciens ont évalué les patients à 14 jours post-AVC dans la même journée, auprès d’un échantillon total de 112 patients. La fidélité inter-juges pour les items individuels allait d’adéquate à excellente (α médian = 0,88 ; allant de 0,61 à 0,96), et la fidélité inter-juges pour le score total était excellente (CCI = 0,97, IC à 95% = 0,95-0,98).

Hsieh et al. (2002) ont examiné la fidélité inter-juges des items de contrôle du tronc de la PASS (PASS-TC : items 1, 6, 7, 8, 9) auprès d’un échantillon de 182 patients en phase aiguë de récupération post-AVC. Les résultats ont indiqué une excellente fidélité inter-juges pour la PASS-TC (CCI = 0,97), mesurée en utilisant le coefficient de corrélation intraclasse.

Persson et al. (2011) ont examiné la fidélité inter-juges, dans la même journée, de la SwePASS dans un échantillon de 114 patients ayant un AVC aigu, en utilisant une corrélation des rangs de Spearman. La fidélité inter-juges des items était excellente (r = 0,77-0,99).

Validité

Contenu :

Aucune étude n’a examiné la validité de contenu de la PASS.

Critère :

Concourante :
Mao et al. (2002) ont examiné la validité concourante de la PASS, de l’Échelle d’équilibre de Berg (EEB) et de l’échelle modifiée d’équilibre de la Fulg-Meyer Assessment (FMA-B), en utilisant le coefficient de corrélation ρ de Spearman. Un échantillon de 123 patients ayant subi un AVC a été suivi à 14, 30 (n = 110), 90 (n = 93) et 180 (n = 80) jours post-AVC. Une excellente validité concourante a été relevée entre la PASS et la FMA-B (ρ = 0,95-0,97) et entre la PASS et l’EEB (ρ = 0,92-0,95) à tous les temps de mesure.

Wang et al. (2004) ont examiné la validité concourante de la PASS, de l’Échelle d’équilibre de Berg (EEB) et des versions modifiées des deux évaluations qui utilise des échelles de 3 niveaux (PASS-3P à 12 items, EEB-3P à 14 items) auprès d’un échantillon de 77 patients ayant subi un AVC, en utilisant le coefficient de corrélation ρ de Spearman et le coefficient de corrélation intraclasse. Une excellente validité concourante a été relevée entre toutes les mesures (rho ≤ 0,91; p < 0,0001) ; il convient de noter que l’accord entre la PASS et l’EEB (ρ = 0,94; p < 0,0001) et entre la PASS et la PASS-3P (ρ = 0,94; p < 0,0001; CCI = 0,97; IC à 95% = 0,96-0,98) s’est avéré excellent.

Chien et al. (2007b) ont examiné la validité concourante de la PASS et de la SFPASS à 5 items auprèsd’un échantillon de 287 patients à 14 jours post-AVC, en utilisant un modèle à effets aléatoires de coefficient de corrélation intraclasse (CCI). Une excellente validité concourante a été relevée entre la PASS et la SFPASS à 5 items (CCI = 0,98 ; 96% de variance). Ce résultat a été répété dans une cohorte subséquente de 179 patients (CCI = 0,98). De plus, des graphiques de Bland-Altman n’ont révélé aucune tendance systématique entre la différence et la moyenne de score à la PASS et à la SFPASS à 5 items (différence moyenne de 1,6; limites d’accord allant de -3,7 à 6,8). Ce qui suggère que la PASS et la SFPASS peuvent être utilisées de manière interchangeable.

Di Monaco et al. (2010) ont relevé une excellente validité concourante entre la PASS et la Trunk Impairment Scale (TIS) (α = 0,849; p < 0,001), mesurée auprès d’un échantillon de 60 patients lors de l’admission dans une Unité de réadaptation.

Prédictive :
Benaim et al. (1999) ont examiné la validité prédictive de la PASS en comparant les scores de la PASS à 30 jours post-AVC avec les scores sur la MIF à 90 jours post-AVC auprès d’un échantillon de 58 patients. Les corrélations entre la PASS et le score total (r = 0,75 ; p < 0,001), les items de transferts (r = 0,74 ; p < 0,006) et les items de locomotion (r = 0,71 ; p < 0,001) sur la MIF indiquent qu’il est possible de prédire le rétablissement fonctionnel par les scores sur la PASS à 30 jours post-AVC.

Mao et al. (2002) ont examiné la validité prédictive de la PASS, de l’Échelle d’équilibre de Berg et de l’échelle modifiée d’équilibre de la Fulg-Meyer Assessment à 14, 30 et 90 jours post-AVC en comparaison au score de la sous-échelle de marche de la Motor Assessment Scale à 180 jours post-AVC, auprès d’un échantillon de 123 patients. La PASS a démontré une excellente validité prédictive à tous les temps de mesure (ρ = 0,86-0,90), telle que mesurée en utilisant le coefficient de corrélation ρ de Spearman.

Hsieh et al. (2002) ont examiné la validité prédictive des items de contrôle du tronc de la PASS (PASS-TC : items 1, 6, 7, 8, 9) auprès d’un échantillon de 169 patients en comparant les scores sur la PASS-TC mesurés à 14 jours post-AVC avec les scores sur l’Indice de Barthel (IB) et sur le Frenchay Activities Index (FAI) mesurés à 6 mois post-AVC. La PASS-TC a démontré une excellente validité prédictive (r = 0,68 ; p < 0,001), telle que mesurée en utilisant le coefficient de corrélation de Pearson. La PASS-TC s’est révélée être un meilleur prédicteur de la fonction globale des activités de la vie quotidienne que l’Indice de Barthel ou le test moteur de la Fugl-Meyer.

Wang et al. (2004) ont examiné la validité prédictive de la PASS et d’une version modifiée de la PASS qui utilise une échelle à 3 niveaux (PASS-3P à 12 items) auprès de patients ayant subi un AVC en comparant les scores mesurés à 14 (n = 226) et à 30 jours (n = 202) post-AVC avec les scores sur l’Indice de Barthel mesurés à 90 jours post-AVC, en utilisant le coefficient de corrélation ρ de Spearman. Les deux versions de la PASS ont démontré une excellente validité prédictive à 14 jours (ρ = 0,78) et à 30 jours (ρ = 0,82) post-AVC.

Chien et al. (2007a) ont examiné la validité prédictive de la PASS auprès d’un échantillon de 32 patients ayant subi un AVC en comparant le score sur la PASS mesurés dans les 3 mois suivant l’AVC avec les scores sur l’Indice de Barthel et sur le Frenchay Activities Index mesurés environ un an plus tard. Les résultats indiquent une faible validité prédictive (r2 = 0,24), telle que mesurée en utilisant le coefficient de corrélation de Pearson.

Chien et al. (2007b) ont examiné la validité prédictive de la PASS et de la SFPASS auprès d’un échantillon de 218 patients ayant subi un AVC, en comparant les scores de chaque test à 14 jours post-AVC avec les scores sur l’Indice de Barthel (IB) à 90 jours post-AVC. Les résultats indiquent une validité prédictive adéquate pour la PASS (r = 0,49) et la SFPASS (r = 0,48). Les auteurs ont reproduit le processus dans une seconde cohorte de 179 patients en comparant les scores sur la PASS et sur la SFPASS lors de l’admission à la réadaptation avec les scores sur l’IB au moment du congé de l’hôpital. Les résultats ont révélé une excellente validité prédictive pour la PASS (r = 0,83) et la SFPASS (r = 0,82), telle que mesurée en utilisant des corrélations du produit-moment.

Di Monaco et al. (2010) ont examiné la validité prédictive de la PASS et de la Trunk Impairment Scale (TIS), en comparant les scores lors de l’admission à une Unité de réadaptation avec les scores sur la MIF au moment du congé, auprès d’un échantillon de 60 patients ayant subi un AVC. Les résultats indiquent une excellente validité prédictive pour la PASS (ρ = 0,687; p < 0,001), telle que mesurée en utilisant la corrélation des rangs de Spearman. Les scores sur la PASS lors de l’admission se sont également avérés significativement associés avec les scores de changement sur la MIF (p < 0,001), l’efficacité de la MIF (p = 0,017) et la destination suite au congé (p = 0,032).

Yul et al. (2012) ont examiné la validité prédictive de la PAS et du Balance Computerized Adaptive Test (Balance CAT) en comparant les scores lors de l’admission à une Unité de réadaptation avec les scores au moment du congé sur l’Indice de Barthel (IB) et sur la sous-échelle de mobilité de la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (MO-STREAM), auprès d’un échantillon de 85 patients ayant subi un AVC. Les corrélations entre les scores sur la PASS et sur l’IB (α = 0,62 ; r2 = 0,39; p < 0,001) et entre les scores à la PASS et au MO-STREAM (α = 0,80 ; r2 = 0,63 ; p < 0,001) ont indiqué une validité prédictive suffisante pour la PASS, telle que mesurée en utilisant l’α et le r2 d’une analyse de régression linéaire simple. Ce qui indique que les scores sur la PASS lors l’admission peuvent prédire la fonction et la mobilité au moment du congé.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Benaim et al. (1999) ont examiné les corrélations entre le rendement sur la PASS et à des échelles cliniques de l’état fonctionnel, de la motricité, de l’inattention spatiale et de seuil somatosensoriel auprès de 58 patients à 30 jours post-AVC, en utilisant des coefficients de corrélation de Pearson. D’excellentes corrélations ont été relevées avec le score total (r = 0,73), les tâches de transfert (r = 0,82) et les tâches de locomotion (r = 0,73) sur la MIF ; et les scores de motricité du membre inférieur (r = 0,78) et du membre supérieur (r = 0,63). Des corrélations négatives adéquates ont été relevées avec le Star Cancellation Test – inattention spatiale (r = -0,53) et la sensibilité à la pression du membre inférieur (r = -0,45) et du membre supérieur (r = -0,42). Aucune corrélation significative n’a été notée avec la spasticité, mesurée en utilisant l’Ashworth Scale. Les auteurs ont également examiné la corrélation entre le rendement sur la PASS et l’équilibre, mesurée en utilisant une plate-forme basculante, auprès d’un plus petit échantillon de 31 patients à 90 jours post-AVC, et ont relevé des corrélations négatives adéquates avec la mesure de stabilisation posturale (r = -0,48) et d’orientation posturale par rapport à la gravité (r = 0,36).

Mao et al. (2002) ont examiné la validité convergente de la PASS, de l’Échelle d’équilibre de Berg et de l’échelle modifiée d’équilibre de la Fulg-Meyer Assessment en comparaison à l’Indice de Barthel (IB), en utilisant le coefficient de corrélation ρ de Spearman. Un échantillon de 123 patients ayant subi un AVC a été suivi à 14, 30 (n = 110), 90 (n = 93) et 180 (n = 80) jours post-AVC. Une excellente validité convergente a été relevée entre la PASS et l’IB (ρ = 0,88-0,92) à tous les temps de mesure.

Hsieh et al. (2002) ont examiné la validité convergente des items de contrôle du tronc de la PASS (PASS-TC : items 1, 6, 7, 8, 9) en comparaison à l’Indice de Barthel (IB) et le test d’équilibre de la Fulg-Meyer (FM-B), auprès d’un échantillon de 182 patients à 14 jours post-AVC. La PASS-TC a démontré une excellente validité convergente avec l’IB (r = 0,89) et la FM-B (r = 0,73), en utilisant le coefficient de corrélation de Pearson.

Wang et al. (2004) ont examiné la validité convergente de la PASS et de la PASS-3P en comparaison à l’Indice de Barthel (IB), auprès d’un échantillon de 77 patients ayant subi un AVC. La PASS et la PASS-3P ont toutes les deux démontré une excellente validité convergente avec l’IB (respectivement, ρ = 0,84 ; ρ = 0,82), mesurée en utilisant le coefficient de corrélation ρ de Spearman.

Chien et al. (2007b) ont examiné la validité convergente de la PASS et de la SFPASS à 5 items en comparaison à l’Indice de Barthel et à la MIF auprès d’un échantillon de 287 patients à 14 jours post-AVC. La PASS et la SFPASS ont toutes les deux démontré d’excellentes corrélations avec l’IB (PASS r = 0,87 ; SFPASS r = 0,86) et la MIF (PASS r = 0,75 ; SFPASS r = 0,75).

Groupes connus :
Aucune étude n’a examiné la validité des groupes connus de la PASS.

Sensibilité au changement

Mao et al. (2002) ont examiné la sensibilité au changement de la PASS auprès d’un échantillon de 123 patients ayant subi un AVC, en comparant les scores mesurés à 14, 30 (n = 110), 90 (n = 93) et 180 (n = 80) jours post-AVC. Un changement significatif a été relevé sur les scores à la PASS à tous les stades (14-30 jours, 30-90 jours, 90-180 jours, 14-90 jours et 14-180 jours post-AVC), mesuré en utilisant le test des rangs signés de Wilcoxon auprès d’échantillons appariés. L’ampleur de l’effet (AE) s’est avérée élevée dans l’intervalle entre les jours 14-30 post-AVC (AE = 0,89), est devenue modérée dans l’intervalle entre les jours 30-90 (ES = 0,64) et petite dans l’intervalle des jours 90-180 (ES = 0,31). L’ampleur de l’effet de global (14-180 jours) s’est avérée grande (AE = 1,12). Ces résultats indiquent que la PASS démontre une bonne sensibilité au changement avant 90 jours post-AVC, mais démontre une faible sensibilité au changement à des stades ultérieurs de récupération. Les auteurs ont également examiné la sensibilité au changement selon la sévérité de l’AVC et ont relevé que la PASS est plus sensible pour détecter le changement au niveau des AVC allant de modérés à sévères comparativement aux AVC légers, à travers la plupart des intervalles de temps. L’ampleur de l’effet global (14-180 jours) s’est avérée plus grande chez les patients avec un AVC sévère (AE = 1,54).

Wang et al. (2004) ont examiné la sensibilité au changement de la PASS et de la PASS-3P auprès de patients ayant subi un AVC, en comparant les scores mesurés à 14 jours (n = 202), à 30 jours (n = 167) et à 90 jours (n = 167) post-AVC. Un changement significatif a été relevé sur les scores à la PASS et à la PASS-3P à tous les stades (14-30 jours, 30-90 jours et 14-90 jours post-AVC), mesuré en utilisant le test des rangs signés de Wilcoxon auprès d’échantillons appariés. Les deux mesures ont démontré une grande ampleur de l’effet dans l’intervalle de 14-30 jours post-AVC (respectivement, RMS = 0,84 et 0,86) et de 14-90 jours post-AVC (respectivement, RMS = 1,02 et 1,04), mais seulement une ampleur de l’effet modérée dans l’intervalle de 30-90 jours post-AVC (respectivement, RMS = 0,65 à 0,67), mesurée en utilisant une Réponse moyenne standardisée (RMS). Les auteurs ont examiné la sensibilité au changement de la PASS et de la PASS-3P selon la sévérité de l’AVC – AVC léger (score sur la Fugl-Meyer Assessment ≥ 80), modéré (score sur la FMA 36-79) et sévère (score sur la FMA 0-35). Les deux mesures ont démontré une ampleur de l’effet modérée chez les patients ayant un AVC léger (PASS RMS allant de 0,43 à 0,78 ; PASS-3P RMS allant de 0,46 à 0,78) ; une ampleur de l’effet modérée à grande chez les patients ayant un AVC modéré (PASS RMS allant de 0,52 à 1,12 ; PASS-3P RMS allant de 0,56 à 1,19) ; et une grande ampleur de l’effet chez les patients ayant un AVC sévère (PASS RMS allant de 0,92 à 1,35 ; PASS-3P RMS allant de 0,92 à 1,34). L’ampleur de l’effet pour les deux mesures s’est avérée plus grande de façon cohérente dans les intervalles 14-30 jours post-AVC et 14-90 jours post-AVC que dans l’intervalle 30-90 jours post-AVC.

Chien et al. (2007a) ont examiné la sensibilité au changement de la PASS auprès d’un échantillon de 40 patients en phase subaiguë de récupération post-AVC, mesurée en utilisant l’ampleur de l’effet de Cohen. La PASS a été administrée à deux reprises dans un intervalle de 2 semaines, période durant laquelle les patients bénéficiaient d’un programme intensif de réadaptation constitué d’entraînement postural et d’exercices de transfert de poids pour plus de 2 heures par jour, 5 jours par semaine. L’ampleur de l’effet après 2 semaines s’est avérée petite (d = 0,41). Le Changement minimal détectable (CMD – c’est-à-dire le seuil limite de cotation qui détermine si les changements de score vont au-delà de la chance) était de 2,22 (IC à 95%) à un niveau de score individuel et de 0,50 (IC à 95%) à un niveau de score de groupe.

Chien et al. (2007b) ont examiné la sensibilité au changement de la PASS auprès d’un échantillon de 262 patients ayant subi un AVC. Le changement de score de 14 jours post-AVC à 30 jours post-AVC s’est avéré significatif (4,9 ; p < 0,01) et l’ampleur de l’effet était petite (AE = 0,42). Une petite ampleur de l’effet (AE = 0,43) a également été observée dans une cohorte subséquente de 179 patients qui était évaluée lors de l’admission à une Unité de réadaptation et de nouveau au moment du congé de l’hôpital.

Chien et al. (2007b) ont examiné la sensibilité au changement de la SFPASS à 5 items auprès d’un échantillon de 262 patients ayant subi un AVC. Le changement de score de 14 jours post-AVC à 30 jours post-AVC s’est avéré significatif (5,4 ; p < 0,01) et l’ampleur de l’effet était petite (AE = 0,44). Une petite ampleur de l’effet (AE = 0,42) a également été observée dans une cohorte subséquente de 179 patients qui était évaluée lors de l’admission à une Unité de réadaptation et de au moment du congé de l’hôpital.

Chien et al. (2007b) ont examiné l’Erreur standard de mesure (ESM – c’est-à-dire une estimation de la dispersion des scores qui seraient obtenus si la mesure était administrée à un patient à plusieurs reprises) de la PASS et de la SFPASS à 5 items auprès d’une cohorte de 287 patients à 14 jours post-AVC. L’ESM de la PASS était de 2,4 (4,7; IC à 95%). L’ESM de la SFPASS à 5 items dans la même cohorte était de 3,4 (6,7; IC à 95%). Ce score est inférieur à 10% du score maximal possible de 36, ce qui indique que l’ESM ne dépasse pas le seuil d’importance clinique.

Liaw et al. (2008) ont examiné la plus Petite différence réelle (PDR – c’est-à-dire le plus petit seuil de changement qui indique une réelle amélioration pour un seul individu) de la PASS auprès d’un échantillon de 52 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués par le même clinicien à 2 occasions, dans un intervalle de 7 jours. La PDR s’est avérée de 3,2, indiquant qu’un changement de plus de 4 points dans le score total pour la PASS chez des patients en phase chronique de récupération post-AVC ne risque pas d’être attribuable à une variation aléatoire ou à une erreur de mesure.

Liaw et al. (2012) ont examiné le Changement minimal détectable (CMD) de la version courte de la PASS (SFPASS) auprès d’un échantillon de 52 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués par le même clinicien à deux occasions, dans un intervalle de 7 jours. Les résultats indiquent qu’un changement dans les scores d’un individu à la SFPASS plus grand que 2,16 points peut être interprété comme un changement réel (IC à 95%).

Yu et al. (2012) ont examiné la sensibilité interne et externe de la PASS auprès d’un échantillon de 85 patients ayant subi un AVC. Un changement significatif a été relevé sur les scores à la PASS de l’admission jusqu’au moment du congé (Wilcoxon Z = 7,7 ; p < 0,001), et l’ampleur de l’effet s’est avérée grande (d = 0,87), indiquant une sensibilité interne adéquate. La sensibilité externe était calculée en comparant le changement de scores à la PASS (de l’admission jusqu’au moment du congé) avec le changement des scores sur l’Indice de Barthel (IB) et à la sous-échelle de mobilité de la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (MO-STREAM), en utilisant l’α et le r2 d’une analyse de régression linéaire simple. Les résultats ont révélé une association juste entre les changements de scores sur la PASS et sur l’IB (α =0,44; r2=0,20 ; p < 0,001) et une association modérée entre les changements de scores à la PASS et au MO-STREAM (α=0,77 ; r2=0,59 ; p < 0,001), indiquant une sensibilité externe suffisante de la PASS face aux changements dans la fonction et la mobilité après un AVC.

Sensibilité & spécificité :
Aucune étude n’a examiné la sensibilité ou la spécificité de la PASS.

Références

  • Barros de Oliveira, C., Torres de Medeiros, I.R., Ferreira Frota, N.A., Greters, M.E., & Conforto, A.B. (2008). Balance control in hemiparetic stroke patients: main tools for evaluation. Journal of Rehabilitation Research and Development, 45(8), 1215-26.
  • Benaim, C., Perennou, D.A., Villy, J., Rousseaux, M., & Pelissier, J.Y. (1999). Validation of a standardized assessment of postural control in stroke patients: The Postural Assessment Scale for Stroke Patients (PASS). Stroke, 30, 1862-8.
  • Blum, L. & Korner-Bitensky, N. (2008). Usefulness of the Berg Balance Scale in stroke rehabilitation: a systematic review. Physical Therapy, 88, 559-66.
  • Chien, C-W., Hu, M-H., Tan, P-F., Sheu, C-F., & Hsieh, C-L. (2007a). A comparison of psychometric properties of the Smart Balance Master system and the Postural Assessment Scale for Stroke in people who have had mild stroke. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 88, 374-80.
  • Chien, C-W., Lin, J-H., Wan, C-H., Hsueh, I-P., Sheu, C-F., & Hsieh, C-L. (2007b). Developing a short form of the Postural Assessment Scale for People with Stroke. Nuerorehabilitation and Neural Repair, 21, 81-90.
  • Di Monaco, M., Trucco, M., Di Monaco, R., Tappero, R., & Cavanna, A. (2010). The relationship between initial trunk control or postural balance and inpatient rehabilitation outcome after stroke: a prospective comparative study. Clinical Rehabiltiation, 24, 543-54.
  • Hseih, C-L., Sheu, C-F., Hsueh, I-P., & Wang, C-H. (2002). Trunk control as an early predictor of comprehensive activities of daily living function in stroke patients. Stroke, 33, 2626-30.
  • Liaw, L-J., Hsieh, C-L., Hsu, M-J., Chen, H-M., Lin, J-H., & Lo, S-K. (2012). Test-retest reproducibility of two short-form balance measures used in individuals with stroke. International Journal of Rehabilitation Research, in press. Epub ahead of print retrieved from http://journals.lww.com/intjrehabilres/Abstract/publishahead/Test_retest_reproducibility_of_two_short_form.99818.aspx
  • Liaw, L-J., Hsieh, C-L., Lo, S-K., Chen, H-M., Lee, S., & Lin, J-H. (2008). The relative and absolute reliability of two balance performance measures in chronic stroke patients. Disability and Rehabilitation, 30(9), 656-61.
  • Mao, H-F., Hsueh, I-P., Tang, P-F., Sheu, C-F., & Hsieh, C-L. (2002). Analysis and comparison of the psychometric properties of three balance measures for stroke patients. Stroke, 33, 1022-7.
  • Persson, C.U., Hansson, P-O., Danielsson, A., & Sunnerhagen, K.S. (2011). A validation study using a modified version of Postural Assessment Scale for Stroke Patients: Postural stroke study in Gothenburg (POSTGOT). Journal of NeuroEngineering and Rehabilitation, 8, 57-64.
  • Wang, C.H., Hsueh, I.P., Sheu, C.F., Yao, G., & Hsieh, C.L. (2004). Psychometric properties of 2 simplified 3-level balance scales used for patients with stroke. Physical Therapy, 84(5), 430-8.
  • Yu, W-H., Hsueh, I-P., Hou, W-H., Wang, Y-H., & Hsieh, C-L. (2012). A comparison of responsiveness and predictive validity of two balance measures in patients with stroke. Journal of Rehabilitation Medicine, 44, 176-80.

Voir la mesure

Comment obtenir la PASS ?

La PASS est disponible en ligne au: http://www.brightonrehab.com/wp-content/uploads/2012/02/Postural-Assessment-Scale-for-Stroke-Patients-PASS.pdf

Table des matières

Rivermead Mobility Index (RMI)

Évidence révisées en date du 24-12-2008
Auteur(s)* : Sabrina Figueiredo, BSc
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc ; Katie Marvin, MSc, PT Candidate
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

Le Rivermead Mobility Index (RMI) a été développé à partir de la sous-échelle évaluant la fonction globale de la Rivermead Motor Assessment comme un moyen de quantifier les troubles de mobilité auprès de clients ayant subi un AVC. D’un point de vue clinique, le RMI est pertinent pour tester les capacités fonctionnelles, telles que la démarche, l’équilibre et les transferts (Forlander & Bohannon, 1999).

Revue détaillée

But de la mesure

Le Rivermead Mobility Index (RMI) a été développé à partir de la sous-échelle évaluant la fonction globale de la Rivermead Motor Assessment comme un moyen de quantifier les troubles de mobilité auprès de clients ayant subi un AVC. D’un point de vue clinique, le RMI est pertinent pour tester les capacités fonctionnelles, telles que la démarche, l’équilibre et les transferts (Forlander & Bohannon, 1999).

Versions disponibles

Le RMI a été publié en 1991 par Collen, Wade, Robb et Bradshaw et repose sur la section évaluant la fonction globale de la Rivermead Motor Assessment.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Le RMI inclut quinze items de mobilité : 14 items autoévalués et 1 item par observation directe (se tenir debout sans soutien). Les 15 items sont organisés hiérarchiquement et remplissent les critères d’échelle de Guttman, suggérant que tous les items sont classés selon la difficulté croissante. En fait, si le client réussit à accomplir l’item le plus difficile, cela suggère qu’il réussira les items plus faciles. De même, l’échec d’un item suggère que le client sera incapable d’accomplir les items restants plus difficiles (Hsieh, Hsueh & Mao, 2000). Toutefois, Franchignoni et al. (2003) ont identifié des difficultés potentielles dans l’ordre des trois premiers items de l’échelle. Ils ont noté que davantage de patients pouvaient accomplir la troisième tâche (équilibre assis) que l’un ou l’autre des deux items précédents (se retourner dans le lit et couché à assis). Compte tenu de cela, les auteurs ont recommandé la prudence dans l’interprétation du RMI comme une vraie échelle hiérarchique.

Le RMI peut être administré par auto-évaluation ou avec l’aide d’un proche aidant. Il est composé des 15 questions suivantes : (Forlander & Bohannon, 1999; Franchignoni et al. 2003).

  1. Se retourner dans le lit : Est-ce que vous arrivez à passer de la position couchée sur le dos à couchée sur le côté sans aide ?
  2. Couché à assis : D’une position couchée dans le lit, vous levez-vous pour vous asseoir par vous-même sur le bord du lit ?
  3. Équilibre assis : Est-ce que vous vous assoyez sur le bord du lit sans vous tenir pour 10 secondes?
  4. Assis à debout : Est-ce que vous vous levez de n’importe quelle chaise en moins de 15 secondes et restez debout pour 15 secondes, en utilisant les mains ou une aide, si nécessaire ?
  5. Tenir debout sans soutien : demandez au client de se tenir sans aide et observez-le tenir debout pour 10 secondes sans aucune aide.
  6. Transfert : Arrivez-vous à passer du lit à la chaise et vice-versa sans aucune aide?
  7. Marcher à l’intérieur (avec une aide si nécessaire) : Est-ce que vous marchez 10 mètres, avec une aide si nécessaire, mais sans aide de secours ?
  8. Escaliers : Gérez-vous un escalier sans aide ?
  9. Marcher à l’extérieur (terrain régulier) : Est-ce que vous vous promenez à l’extérieur, sur les trottoirs, sans aide ?
  10. Marcher à l’intérieur, sans aide : Est-ce que vous marchez 10 mètres à l’intérieur, sans étrier, attelle ou autres aides (incluant les meubles ou les murs) ?
  11. Ramasser le sol : Arrivez-vous à marcher 5 mètres, ramasser quelque chose sur le plancher et ensuite revenir sans aide ?
  12. Marcher à l’extérieur (sol irrégulier) : Est-ce que vous marchez sur un sol irrégulier (gazon, gravier, neige, glace, etc.) sans aide ?
  13. Se laver : Est-ce que vous entrez/sortez d’un bain ou d’une douche pour vous laver sans supervision et sans aide ?
  14. Monter et descendre quatre marches : Arrivez-vous à monter et descendre quatre marches sans rampe, mais en utilisant une aide si nécessaire ?
  15. Courir : Est-ce que vous courrez 10 mètres sans boiter en quatre secondes (marcher vite sans boiter est acceptable) ?

Cotation :

Chaque item est coté 0 ou 1, selon la possibilité que le client soit en mesure d’accomplir la tâche d’après des instructions précises. Un score de 0 équivaut à une réponse négative ; un score de 1 équivaut une réponse positive. Un score total est déterminé en additionnant les points alloués à tous les items. Un score maximum de 15 est possible : les plus hauts scores indiquant un meilleur rendement de la mobilité (Franchignoni et al., 2003; Hsueh, Wang, Sheu & Hsieh, 2003).

Durée :

Il faut de 3 à 5 minutes pour administrer le RMI (Hsieh et al., 2000).

Sous-échelles :

Aucune.

Équipements :

Seulement un crayon et le test sont nécessaires.

Formation :

Aucune formation n’est typiquement documentée.

Versions alternatives du Rivermead Mobility Index

Modified Rivermead Mobility Index (MRMI) : En 1996, Lennon et Hastings ont proposé le MRMI pour améliorer la sensibilité du RMI. Le MRMI inclut 8 items pour lesquels les patients sont cotés par l’observation directe de l’évaluateur. Les scores sont basés sur une échelle de 6 points et vont de 0 à 40 ; les scores les plus élevés indiquent un meilleur rendement de la mobilité.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les clients ayant subi un AVC, incluant ceux ayant une faible condition de mobilité.
  • Les clients ayant un traumatisme crânien ou la sclérose en plaques.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Le RMI ne devrait pas être administré aux clients ayant des troubles cognitifs sévères en raison des 14 items autoévalués.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Anglais, italien et néerlandais (Franchignoni et al., 2003 ; Roorda, Green, De Kluis, Molenaar, Bagley, Smith et al. (2008).

Sommaire

Que mesure l’outil ? Le RMI mesure les problèmes de mobilité chez les clients ayant subi un AVC.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les clients ayant un AVC, un traumatisme crânien ou la sclérose en plaques.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration Une moyenne de 3 à 5 minutes.
Versions Modified Rivermead Mobility Index
Langues Anglais, italien et néerlandais.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Deux études ont examiné la cohérence interne du RMI en utilisant l’alpha de Cronbach et le coefficient rho de fidélité, et ont relevé une excellente cohérence.

Test-retest :
– Trois études ont examiné la fidélité test-retest du RMI et ont relevé des statistiques kappa et des coefficients de corrélation intra-classe (CCI) allant d’adéquats à excellents.
– Une étude utilisant l’analyse de Rasch a relevé que la difficulté des items du RMI est la même pour lors de mesures répétées.

Inter-juges :
Deux études ont examiné la fidélité inter-juges du RMI et ont relevé une fidélité inter-juges allant de faible à excellente en utilisant la méthode de Bland et Altman et le kappa pondéré.

Validité Contenu :
Une étude a examiné la validité de contenu du RMI, en estimant son coefficient d’échelonnement et d’évolutivité, et a confirmé que le RMI remplit les critères de l’échelle de Guttman.

Critère :
Concourante :
Une étude a examiné la validité concourante du RMI en utilisant le rho de Spearman, et a relevé d’excellentes corrélations entre le RMI, le Modified Rivermead Mobility Index et la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM). En utilisant les CCI, des corrélations adéquates ont été relevées entre ces trois mesures de la mobilité.

Prédictive :
Trois études ont examiné la validité prédictive du RMI et ont relevé que le RMI, mesuré lors de l’admission ou jusqu’à 90 jours après l’AVC, était en mesure de prédire les scores sur l’Indice de Barthel au moment du congé d’un programme de réadaptation. De plus, lors de l’admission, les scores sur le RMI > 4 étaient un excellent prédicteur d’un retour à la maison anticipé.

Construit :
Convergente :
Quatre études ont examiné la validité convergente du RMI et ont relevé d’excellentes corrélations entre le RMI et l’Indice de Barthel, l’Échelle d’équilibre de Berg, le 6-Minute Walk Test, le domaine Moteur de la MIF, le Trunk Control Test et la vitesse de marche. Des corrélations adéquates ont été relevées entre le RMI et la section évaluant les jambes du Motricity Index. De faibles corrélations ont été relevées entre le RMI, le nombre de chutes et le domaine Cognitif de la MIF. Les corrélations ont été calculées en utilisant le rho de Spearman. Une étude a examiné la validité convergente de la version néerlandaise du RMI et a relevé d’excellentes corrélations entre la version néerlandaise du RMI et la version néerlandaise de l’Indice de Barthel, en utilisant le rho de Spearman.

Effets plancher/plafond

Deux études ont examiné les effets de plancher et de plafond du RMI et ont relevé qu’aux premières phases de récupération post-AVC, les effets de plancher se sont avérés faibles. Lorsque le RMI est mesuré 180 jours après l’AVC, les effets de plafond se sont avérés adéquats.

Est-ce que l’outil est sensible aux changements ?

Trois études ont examiné la sensibilité au changement du RMI et ont relevé que le RMI a une grande Réponse moyenne standardisée ; une grande ampleur de l’effet, et est capable de détecter des différences minimales cliniquement importantes auprès de clients ayant subi un AVC.

Acceptabilité Le RMI ne devrait pas être administré aux clients ayant des troubles cognitifs sévères en raison des 14 items autoévalués.
Faisabilité L’administration du RMI est rapide et simple.
Comment obtenir l’outil ? Le RMI peut être obtenu auprès des études d’Antonucci et al. (2002), Forlander & Bohannon (1998) ou Franchignoni et al. (2003).

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du Rivermead Mobility Index (RMI) auprès d’individus ayant subi un AVC. Douze études ont été examinées. Le RMI semble être sensible auprès des clients ayant subi un AVC.

Effets plancher/plafond

Franchignoni, Tesio, Benevolo et Ottonello (2003) ont vérifié les effets de plancher du RMI auprès de 73 individus en phase subaiguë de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués lors de l’admission à un programme de réadaptation, et à nouveau après 5 semaines. Un faible effet plancher a été relevé lors de l’admission avec 22% des patients cotant 0. Lorsque la réévaluation a été effectuée, le RMI a démontré un effet plancher adéquat avec 9% des patients cotant au score minimum.

Hsueh, Wang, Sheu et Hsieh (2003) ont examiné les effets de plancher et de plafond du RMI, du Modified Rivermead Mobility Index (Lennon & Hastings, 1996) et de la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM – Daley, Mayo, Wood-Dauphinee, Danys & Cabot, 1997), auprès de 57 clients ayant subi un AVC. Les participants ont été évalués à 4 points dans le temps : à 14, 30, 90 et 180 jours après l’AVC. Dans le délai de 14 jours après l’AVC, le RMI a démontré un faible effet de plancher, avec 23% des participants cotant 0, et un excellent effet de plafond, avec aucun participant n’atteignant le score maximum. Au trentième et quatre-vingt-dixième jour après l’AVC, le RMI a démontré un effet de plancher adéquat, respectivement de 6% et 1%, ainsi qu’un effet de plafond adéquat, respectivement de 2% et 3%. Le RMI, lorsque mesuré 180 jours après l’AVC, a démontré un excellent effet de plancher et un effet de plafond adéquat à tous les points dans le temps ; l’effet de plafond allant d’excellent au jour 14 à adéquat aux jours 30, 60 et 180, avec respectivement 3%, 6% et 7% des patients cotant au score le plus élevé.

Fidélité

Cohérence interne :
Franchignoni et al. (2003) ont administré le RMI à 73 patients, 2 mois après un premier AVC, et ont relevé une excellente cohérence interne avec un alpha de Cronbach = 0,92.

Roorda, Green, De Kluis, Molenaar, Bagley, Smith et al. (2008) ont administré la version anglaise et néerlandaise du RMI à 420 et 200 clients ayant subi un AVC, respectivement. La cohérence interne des deux mesures s’est avérée excellente avec un coefficient de fidélité de 0,96 pour la version anglaise et de 0,97 pour la version néerlandaise.

Test-retest :
Green, Forster et Young (2001) ont évalué la fidélité test-retest du RMI auprès de 22 clients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués à deux reprises dans un intervalle de 1 semaine par le même évaluateur, et dans les mêmes conditions. L’accord pour les scores totaux a été étudié en utilisant la méthode de Bland et Altman, et l’accord entre les items a été évalué avec les statistiques kappa. Pour le score total, le niveau d’accord s’est avéré excellent (moyenne de différence = 0,3). Pour l’accord entre les items, les statistiques kappa se sont avérées excellentes pour tourner dans le lit (kappa = 1,00), marcher à l’intérieur sans aucune aide (kappa = 0,89), marcher à l’extérieur sur un sol irrégulier (kappa = 0,83), se laver (kappa = 0,81) et ramasser des objets sur le plancher (kappa = 0,79) ; et adéquates pour les escaliers (kappa = 0,68), couché à assis (kappa = 0,64), l’équilibre assis (kappa = 0,64), les transferts (kappa = 0,64), monter et descendre 4 marches (kappa = 0,67) et marcher à l’extérieur sur un sol irrégulier (kappa = 0,49). Les valeurs kappa n’ont pas été documentées pour les items restants (assis à debout, tenir debout sans soutien, marcher à l’intérieur avec de l’aide, courir).
Note : En effectuant une analyse de Bland et Altman, une différence moyenne près de zéro indique un meilleur niveau accord entre les mesures.

Antonucci, Aprile et Paolucci (2002) ont vérifié la fidélité test-retest du RMI auprès de 308 clients en phase subaiguë de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués lors de l’admission et au moment du congé d’un programme de réadaptation dans un hôpital (le délai précis entre les deux évaluations n’a pas été spécifié). La fidélité test-retest a été calculée en utilisant une analyse de Rasch, se fondant sur la théorie de la réponse d’item, qui permet de vérifier si la difficulté d’item est la même à travers les mesures répétées. Le RMI a démontré une stabilité d’item lorsqu’effectué lors de l’admission et au moment du congé dans la mesure où les items les plus difficiles et les plus faciles sont demeurés les mêmes. Ces résultats suggèrent que les scores au RMI à travers les occasions de tests peuvent être comparés.

Chen, Hsieh, Lo, Liaw, Chen et Lin (2007) ont examiné la fidélité test-retest du RMI auprès de 50 clients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués à deux reprises par le même évaluateur dans un intervalle de 7 jours. Les coefficients de corrélation intraclasse (CCI) se sont avérés excellents (CCI = 0,96).

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

Inter-juges :
Collen, Wade, Robb et Bradshaw (1991) ont estimé la fidélité inter-juges du RMI auprès de 43 patients ayant entre autres subi un AVC (n = 9), un traumatisme crânien (n = 13) ou une neurochirurgie (n = 1). L’accord a été calculé en utilisant la méthode de Bland et Altman et s’est avéré excellent (coefficient de fidélité = 2,0/15).
Note : Lors de l’utilisation de l’analyse de Bland et Altman, le coefficient de fidélité est le double de l’écart-type et indique, dans cette étude, qu’entre les évaluateurs, les scores totaux sur le RMI peuvent varier d’un maximum de 2 points sur 15.

Hsueh et al. (2003) ont examiné la fidélité inter-juges du RMI auprès de 40 patients ayant subi un AVC, et hospitalisés dans une Unité de réadaptation. Le RMI a été administré par deux évaluateurs dans un délai de 24 heures entre chaque évaluation. L’examinateur n’était pas informé des scores de l’autre évaluateur. La fidélité inter-juges des items individuels a été calculée en utilisant un kappa pondéré et l’accord inter-juges du score total a été analysé avec les CCI. La fidélité inter-juges des items individuels allait de faible à excellente (kappa pondéré = 0,37 à 0,94), et l’accord inter-juges sur le score total s’est avéré excellent (CCI = 0,92).

Validité

Contenu :

La validité du contenu avec l’échelle de Guttman est évaluée sur la mesure dans laquelle les scores totaux prédisent le nombre d’items consécutifs réussis. Dans une étude portant sur 38 patients en phase subaiguë de récupération post-AVC, les valeurs critiques de deux indices, le coefficient de reproductibilité (> 0,9) et le coefficient d’extensibilité (> 0,7), ont toutes été dépassées. Les résultats de cette étude confirment l’existence d’une échelle de Guttman valide, cumulative et unidimensionnelle (Hsieh, Hsueh & Mao, 2000).

Critère :

Concourante :
Dans une étude de Hsueh et al. (2003), la validité concourante du RMI a été examinée comparativement à celle du Modified Rivermead Mobility Index (MRMI – Lennon & Hastings, 1996) et de la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM – Daley et al., 1997), auprès de 57 individus ayant subi un AVC. Les corrélations ont été calculées à 4 points dans le temps (14, 30, 90 et 180 jours après l’AVC) en utilisant le rho de Spearman et le coefficient de corrélation intraclasse (CCI). Les corrélations entre le RMI et le MRMI se sont avérées excellentes pour tous les points dans le temps (rho = 0,78 ; rho = 0,90 ; rho = 0,90 ; rho = 0,93), ainsi qu’entre le RMI et la STREAM (rho = 0,69; rho = 0,87 ; rho = 0,82 ; rho = 0,85). En utilisant les CCI, des corrélations adéquates ont été relevées entre le RMI et le MRMI (CCI = 0,50 ; CCI = 0,59 ; CCI = 0,53 ; CCI = 0,55) et entre le RMI et la STREAM (CCI = 0,59 ; CCI = 0,71 ; CCI = 0,68 ; CCI = 0,68) à tous les points dans le temps.

Prédictive :
Hsieh et al. (2000) ont estimé la capacité du RMI, mesuré lors de l’admission à un programme de réadaptation, de prédire les scores sur l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) au moment du congé. La validité prédictive du RMI, mesurée auprès de 38 patients en phase aiguë de récupération post-AVC, a été calculée en utilisant le rho de Spearman, et s’est avérée excellente (rho = 0,77).
Note : Dans cette étude, les scores lors de l’admission ont été obtenus en moyenne 24 jours après l’AVC. Les scores au moment du congé ont été recueillis en moyenne 60 jours après l’AVC.

Sommerfield & von Arbin (2001) ont examiné si le RMI, l’Indice de Barthel, les capacités sensorielles, l’aphasie, le type et le côté de la lésion cérébrale, un AVC antérieur, le statut social, le fait de vivre avec une autre personne, le sexe et l’âge, mesurés 10 jours après l’AVC, étaient en mesure de prédire un retour anticipé à la maison dans un intervalle de trois mois après l’AVC. La durée du séjour en hôpital a été notée à partir du dossier médical. La validité prédictive du RMI a été évaluée auprès de 115 patients en phase aiguë de récupération post-AVC, âgés de 65 ans et plus. Comparativement aux autres variables, un score > 4 sur le RMI s’est avéré le meilleur prédicteur d’un retour anticipé à la maison, suivi par un score > 35 sur l’Indice de Barthel et le fait de vivre avec une autre personne.

Hsueh et al. (2003) ont analysé si le RMI, le MRMI (Lennon & Hastings, 1996) et la STREAM (Daley et al., 1997), mesurés à 14, 30 et 90 jours après un AVC, étaient en mesure de prédire les scores sur l’Indice de Barthel, mesurés à 180 jours post-AVC, auprès de 57 individus en utilisant le rho de Spearman. Dans les 14 jours suivant l’AVC, des prédictions adéquates concernant les scores sur l’Indice de Barthel ont été estimées à partir des 3 mesures de mobilité. Au 30e jour, le RMI s’est avéré un prédicteur adéquat des scores sur l’Indice de Barthel, alors que le MRMI et la STREAM se sont avérés d’excellents prédicteurs. Au 90e jour, les trois mesures se sont avérées excellentes dans la prédiction des scores sur l’Indice de Barthel, mesurés 180 jours après l’AVC.

Construit :

Collen et al. (1991) ont estimé la validité convergente du RMI avec l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965), l’Échelle d’équilibre de Berg (Berg, Wood-Dauphine, Williams & Maki, 1989), le 6-Minute Walk Test (Butland, Pang, Gross, Woodcock, & Geddes, 1982), la vitesse de marche et le nombre de chutes, auprès de 43 patients ayant subi un AVC. D’excellentes corrélations ont été relevées entre le RMI et l’Indice de Barthel (r = 0,91), la vitesse de marche (r = 0,82), l’Échelle d’équilibre de Berg (r = 0,67) et le 6-Minute Walk Test (r = 0.63). Le RMI et le nombre de chutes avaient une faible corrélation (r = 0,30).

Hsieh et al. (2000) ont évalué la validité convergente du RMI en le comparant avec l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) et l’Échelle d’équilibre de Berg (Berg et al., 1989), auprès de 38 patients hospitalisés et en phase subaiguë de récupération post-AVC. Les corrélations, telles que calculées en utilisant le rho de Spearman, se sont avérées excellentes entre le RMI et l’Indice de Barthel (rho = 0,70), et entre le RMI et l’Échelle d’équilibre de Berg (rho = 0,85).

Franchignoni et al. (2003) ont évalué la validité convergente du RMI, des domaines Moteur et Cognitif de la MIF (Keith, Granger, Hamilton, & Sherwin, 1987), de la section évaluant les jambes du Motricity Index (Demeurisse, Demol, & Robaye, 1980) et du Trunk Control Test (Collin & Wade, 1990), auprès de 73 patients en phase subaiguë de récupération post-AVC. Les rho de Spearman se sont avérés excellents entre le RMI et le Trunk Control Test (rho = 0,89) et le domaine Moteur de la MIF (rho = 0,73) ; adéquats entre le RMI et la section évaluant les jambes du Motricity Index (rho = 0,49) ; et faibles entre le RMI et le domaine Cognitif de la MIF (rho = 0,10).

Hsueh et al. (2003) ont analysé la validité convergente du RMI en le comparant avec l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965), auprès de 57 participants ayant subi un AVC. Les corrélations ont été calculées à l’aide du rho de Spearman à 4 points dans le temps : 14, 30, 90 et 180 jours après l’AVC. D’excellentes corrélations ont été relevées entre le RMI et l’Indice de Barthel à tous les points dans le temps (rho = 0,72; rho = 0,88; rho = 0,86; rho = 0,88, respectivement).

Roorda et al. (2008) ont examiné la validité convergente de la version néerlandaise du RMI en la comparant avec la version néerlandaise de l’Indice de Barthel, auprès de 91 clients. Les corrélations ont été calculées en utilisant le rho de Spearman se sont avérées excellentes (rho = 0,84).

Groupes connus :
Aucune étude n’a examiné la validité des groupes connus du RMI.

Sensibilité au changement

Hsieh et al. (2000) ont évalué la capacité du RMI de détecter les différences minimales cliniquement importantes auprès de 38 patients en phase aiguë de récupération post-AVC. Dans cette étude, une différence minimale cliniquement importante a été définie comme une amélioration de 3 points ou plus au RMI. De l’admission au moment du congé, 76% des participants se sont améliorés par plus de 3 points sur le RMI, ce qui suggère que le RMI est en mesure de détecter une différence minimale cliniquement importante.

Franchignoni et al. (2003) ont estimé la sensibilité au changement du RMI. Soixante-treize clients en phase subaiguë de récupération post-AVC ont été évalués lors de leur admission dans une Unité de réadaptation, puis à nouveau 5 semaines plus tard. Le RMI a démontré une grande sensibilité au changement avec une ampleur de l’effet de 0,89.

Hsueh et al. (2000) ont vérifié la sensibilité au changement du RMI, du MRMI (Lennon & Hastings, 1996) et de la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM – Daley et al., 1997), auprès de 57 participants ayant subi un AVC. La sensibilité au changement, calculée à l’aide de la Réponse moyenne standardisée (RMS), a été évaluée entre le 14e et le 30e jour, le 30e et le 90e jour, le 90e et le 180e jour, et enfin entre le 14e et le 90e jour. À l’exception de la période comprise entre le 90e et le 180e jour, où une petite sensibilité au changement a été constatée (RMS < 0,5), les trois mesures de mobilité ont toutes démontré une grande sensibilité au changement (RMS > 0,8), ce qui suggère que l’IRM, l’IRM et la STREAM ont été capables de détecter le changements.

Références

  • Antonucci, G., Aprile, T., & Paolucci, S. (2002). Rasch Analysis of the Rivermead Mobility Index: A study using mobility measures of first-stroke inpatients. Arch Phys Med Rehabil, 83, 1442-1449.
  • Berg, K.O., Wood-Dauphinee, S., Williams, J. L., Maki, B. (1989). Measuring balance in the elderly: Validation of an instrument. Physiotherapy Canada, 41(6), 304-311.
  • Butland, R. J., Pang, J., Gross, E. R., Woodcock, A. A., & Geddes, D. M. (1982). Two-, six-, and 12-minute walking tests in respiratory disease. Br Med J (Clin Res Ed), 284(6329), 1607-1608.
  • Chen, H.M, Hsieh, C.L., Lo, S.K., Liaw, L.J, Chen, S.M, Lin, J.H. (2007). The test-retest reliability of 2 mobility performance tests in patients with chronic stroke. Neurorehabil Neural Repair, 21, 347-352.
  • Collen, F.M., Wade, D.T., Robb, G.F., Bradshaw, C.M. (1991). The Rivermead Mobility Index: a further development of the Rivermead Motor Assessment. Int Disabil Stud, 13(2), 50-54.
  • Collin, C., Wade, D. (1990). Assessing motor impairment after stroke: A pilot
    reliability study. Journal of Neurology, Neurosurgery, and Psychiatry, 53, 576-579.
  • Daley, K., Mayo, N.E., Wood-Dauphinee, S., Danys, I., & Cabot, R. (1997).
    Verification of the Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM). Physiotherapy Canada, 49, 269-278.
  • Demeurisse, G., Demol, O., & Robaye, E. (1980). Motor evaluation in vascular hemiplegia. European Neurology, 19(6), 382-389.
  • Forlander, D.A. & Bohannon, R.W. (1999). Rivermead Mobility Index: a brief
    review of research to date. Clinical Rehabilitation, 13, 97-100.
  • Franchignoni, F. Tesio, L., Benevolo, E., Ottonelo, M. (2003). Psychometric
    properties of the Rivermead Mobility Index in Italian stroke rehabilitation inpatients. Clinical Rehabilitation, 17, 273-282.
  • Green, J., Forster, A., & Young, J. (2001). A test-retest reliability study of the Barthel Index, the Rivermead Mobility Index, the Nottingham Extend Activities of Daily Living Scale and the Frenchay Activities Index in stroke patients. Disability and Rehabilitation, 23(15), 670-676.
  • Hébert, R., Carrier, R., & Bilodeau, A. (1988). The functional autonomy measurement system (SMAF): description and validation of an instrument for the measurement of handicaps. Age Ageing, 17, 293-302.
  • Hsieh, C.L., Hsueh, I.P., Mao, H.F. (2000). Validity and responsiveness of the
    Rivermead Mobility Index in stroke patients. Scand J Rehab Med, 32, 140-142.
  • Hsueh, I.P, Wang, C.H., Sheu, C.F., Hsieh, C.L. (2003) Comparison of Psychometric
    properties of three mobility measures for patients with stroke. Stroke, 34, 1741-1745.
  • Keith, R. A., Granger, C. V., Hamilton, B. B., Sherwin, F. S. (1987). The Functional Independence Measure: A new tool for rehabilitation. Adv Clin Rehabil, 1, 6-18.
  • Lennon, S. & Johnson, L. (2000). The modified Rivermead Mobility Index: validity and reliability. Disability and Rehabilitation, 22(18), 833-839
  • Lennon, S.M.& Hastings, M. (1996). Key physiotherapy indicators for quality
    of stroke care. Physiotherapy, 82, 655-664.
  • Mahoney, F. I., Barthel, D. W. (1965). Functional evaluation: The Barthel Index. Md State Med J, 14, 61-5.
  • Roorda, L.D., Green, J., De Kluis, K.R.A., Molenaar, I.W., Bagley, P., Smith, J., Geurfs, A.C.H. (2008). Excellent cross-cultural validity, intra-test reliability, and construct validity of the Dutch Rivermead Mobility Index in patients after stroke undergoing rehabilitation. J Rehabil Med, 40, 727-732.
  • Sommerfeld, D.K. & von Arbin, M.H. (2001). Disability test 10 days after acute stroke to predict early discharge home in patients 65 years and older. Clinical Rehabilitation, 15, 528-534.

Voir la mesure

Comment obtenir le RMI ?

Le RMI peut être obtenu auprès des études d’Antonucci et al. (2002), Forlander & Bohannon (1998) ou Franchignoni et al. (2003).

Table des matières

Rivermead Motor Assessment (RMA)

Évidence révisées en date du 22-03-2011
Auteur(s)* : Lisa Zeltzer, MSc OT ; Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc ; Katie Marvin, MSc ; PT Candidate
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

La Rivermead Motor Assessment (RMA) évalue la capacité motrice de patients ayant subi un AVC et a été développée à la fois pour une utilisation clinique et à des fins 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 Rivermead Motor Assessment (RMA) évalue la capacité motrice de patients ayant subi un AVC et a été développée à la fois pour une utilisation clinique et à des fins de recherche.

Versions disponibles

La RMA a été développée par Lincoln et Leadbitter en 1979.

Caractéristiques de la mesure

Items :

La RMA se compose d’items de test en trois sections qui sont ordonnées hiérarchiquement, c’est-à-dire que les premiers items sont plus faciles et deviennent de plus en plus difficiles vers la fin de l’évaluation.

Les trois sections de tests évaluent :

  • Fonction globale (13 items)

Ex. Marcher avec et sans une aide, négocier les escaliers avec ou sans rampe, marcher, tourner et récupérer un objet, et courir.

  • Mouvements des jambes et du tronc (10 items)

Ex. Tenir debout sur une jambe et fléchir le genou dans une position de mise en charge.

  • Mouvements des bras (15 items)

Ex. Items de contrôle, tels qu’effectuer une pronation/supination de l’avant-bras et faire rebondir une balle, et des items fonctionnels tels que découper de la pâte à modeler, saisir et relâcher des objets, et faire un nœud.

Les items sont cotés comme réussi ou échoué. Traditionnellement, lorsque trois tentatives consécutives pour accomplir un item sont échouées dans une même sous-section, le test est arrêté puisqu’il est présumé que tous les items subséquents dans la sous-section seront aussi échoués, alors ce ne sont pas tous les items de la section qui ont besoin d’être administré (appelé « Échelle de Guttman »). Toutefois, des études récentes suggèrent que l’organisation hiérarchique des items dans les trois sous-échelles diffère de celle proposée par les concepteurs (Adams, Ashburn, Pickering & Taylor, 1997; Adams Pickering, Ashburn & Lincoln, 1997; Kurtais et al., 2009), et par conséquent, il a été recommandé que tous les items dans chacune des sous-échelles soient administrés. Afin d’éviter la surcharge des patients et pour réduire le temps d’administration, l’effet plafond de trois échecs consécutifs devrait être appliqué (Kurtais et al., 2009).

Pour les patients avec un handicap additionnel, par exemple, une amputation, le principe d’arrêter après 3 erreurs consécutives ne devrait pas être appliqué (Lincoln & Leadbitter, 1979).

Comme exemple des items de la RMA et de l’échelle de Guttman, vous trouverez ci-dessous les items pour la sous-échelle évaluant la Fonction globale de la RMA.

Le patient peut-il :

  1. S’asseoir sans soutien (sans tenir le bord du lit avec les pieds dans le vide)
  2. Passer de la position couchée à assisse sur le bord du lit (en utilisant n’importe quelle méthode)
  3. Passer de la position assisse à debout
  4. Passer du fauteuil roulant à une chaise vis-à-vis du côté non affecté (peut utiliser ses mains)
  5. Passer du fauteuil roulant à une chaise vis-à-vis du côté affecté (peut utiliser ses mains)
  6. Marcher 10 mètres à l’intérieur avec une aide (n’importe quelle aide à la marche, pas d’aide provenant d’une tierce partie)
  7. Monter des marches de façon indépendante (par n’importe quelle méthode, peut utiliser une rampe et une aide)
  8. Marcher 10 mètres à l’intérieur sans une aide (sans aide provenant d’une tierce partie ou aide à la marche)
  9. Marcher 10 mètres, ramasser un fauteuil poire sur le sol, tourner et le ramener (peut utiliser une aide à la marche)
  10. Marcher 40 mètres à l’extérieur (peut utiliser une aide à la marche, pas d’aide provenant d’une tierce partie)
  11. Monter et descendre 4 marches (peut utiliser n’importe quelle aide, mais ne peut pas tenir une rampe)
  12. Courir sur 10 mètres (doit être symétrique)
  13. Sauter sur place sur la jambe affectée 5 fois (doit sauter sur l’avant-pied sans s’arrêter pour retrouver l’équilibre, pas d’aide des bras)

Cotation :

Chaque item de la RMA est coté 0 ou 1, selon si le client effectue l’activité selon des instructions spécifiques. Un score de 0 équivaut à une réponse négative; un score de 1 équivaut à une réponse positive. Chaque sous-échelle est cotée en additionnant les points alloués à tous les items dans cette sous-échelle.

Si un patient refuse d’effectuer un item (ex. sous le coup de l’anxiété), un score de 0 est attribué à cet item.

Durée :

Il faut environ 45 minutes pour évaluer un client ambulatoire avec un membre supérieur en récupération ; il faut moins de temps pour les patients plus lourdement handicapés (Lincoln & Leadbitter, 1979).

Sous-échelles :

La RMA a trois sous-échelles : Fonction globale ; Membre inférieur (Jambe) ; Membre supérieur (Bras).

Équipements :

  • Bloc de 20 cm de hauteur
  • Crayon
  • Volleyball
  • Balle de tennis
  • Feuille de papier
  • Fourchette et couteau
  • Assiette et contenant (utiliser la boîte de pâte à modeler comme contenant)
  • Fauteuil poire
  • Corde
  • Pâte à modeler
  • Montre avec un chronomètre
  • Tapis antidérapant

Formation

Aucune formation spécialisée n’est requise pour administrer la RMA. Toutefois, la RMA devrait être administrée par un physiothérapeute étant en mesure de prendre en charge de façon sécuritaire les patients ayant subi un AVC. La RMA est une évaluation comportant des risques, lors de cette évaluation le patient peut tomber s’il n’est pas supervisé par quelqu’un possédant de l’expertise au niveau des AVC.

Versions alternatives de la Rivermead Motor Assessment

Le Rivermead Mobility Index (RMI) (Collen, Wade & Bradshaw, 1991).

Le RMI a été développé à partir de la sous-échelle évaluant la Fonction globale de la RMA. Cette mesure est axée sur la mobilité corporelle et elle est composée d’une série de 14 questions et d’une observation directe. Le RMI comprend toute une série d’activités allant de se retourner dans le lit à courir et il a été rapporté que le RMI est une mesure fiable et valide de la mobilité chez les patients ayant subi un AVC (Collen et al., 1991; Hsieh, Hsueh & Mao, 2000).

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les patients ayant ssubi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Chez les individus âgés de 65 ans et plus en phase chronique de récupération post-AVC, l’échelle de Guttman n’est retenue qu’avec la sous-échelle évaluant la Fonction globale (Adams, Pickering, Ashburn & Lincoln, 1997) et il doit donc être utilisé avec prudence chez ces individus puisqu’ils peuvent ne pas être capables d’accomplir certaines des tâches spécifiques (ex. un patient avec de l’arthrose peut ne pas être capable de monter les escaliers), mais être capables d’accomplir des tâches subséquentes qui sont considérées comme plus difficiles (ex. marcher pour une durée prolongée).
  • L’échelle de Guttman (c’est-à-dire la notion selon laquelle si le patient est d’accord avec tout item spécifique sur la liste, il sera également d’accord avec toutes les questions précédentes) n’est peut-être pas appropriée pour évaluer la fonction chez le client hémiplégique à la suite d’un AVC. Cette méthode d’administration de test n’est pas non plus appropriée pour évaluer le type de perte de fonction en raison de lésions focales qui surviennent chez les clients ayant subi un AVC, chez qui l’altération de certaines fonctions peut ne pas être liée à l’altération des autres fonctions.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

La RMA est uniquement disponible en anglais (Royaume-Uni).

Sommaire

Que mesure l’outil ? La capacité motrice.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les patients ayant un subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration Il faut environ 45 minutes pour administrer la RMA à un client ambulatoire, en récupération d’un membre supérieur (moins de temps avec les patients plus lourdement handicapés).
Versions Rivermead Mobility Index (RMI), développé à partir de la sous-échelle évaluant la Fonction globale de la RMA.
Langues Anglais
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Une étude a examiné la cohérence interne de la RMA et a relevé une excellente cohérence interne pour toutes les sous-échelles de la RMA.

Test-retest :
Une étude a examiné la fidélité test-retest de la RMA et a relevé une fidélité test-retest adéquate pour la sous-échelle évaluant la Fonction globale et une excellente fidélité pour les sous-échelles Jambes et Tronc, et Bras.

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

Inter-juges :
Une étude a examiné la fidélité inter-juges de la RMA et n’a relevé aucune différence significative pour les sous-échelles évaluant la Fonction globale, les Jambes et le Tronc sur les scores moyens pour tous les patients, et pour l’ensemble des évaluateurs. Pour la sous-échelle évaluant le Bras, une différence significative a été relevé entre les évaluateurs, attribuée à un seul des évaluateurs.

Validité Critère :
Concourante :
Excellentes corrélations avec l’Indice de Barthel au départ de l’étude et lors des suivis de 1 mois et de 1 an.

Prédictive :
Un faible score de motricité globale sur la RMA à 6 semaines post-AVC a été relevé comme prédictif de l’incapacité de marcher à 18 mois post-AVC.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Excellentes corrélations entre la sous-échelle évaluant le Membre supérieur de la RMA et la sous-échelle évaluant le Membre supérieur du Motricity Index. Excellentes corrélations entre la RMA et le score total de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) et le domaine Moteur de la MIF ; et corrélations adéquates entre la RMA et le domaine Cognitif de la MIF. Excellentes corrélations entre la méthode verbale d’exécution de la sous-échelle évaluant la Fonction globale de la RMA et la méthode d’exécution du rendement typique.

Effets plancher/plafond

Une étude a examiné l’effet de plafond de la sous-échelle évaluant la Fonction globale de la RMA et a relevé un faible effet de plafond.

Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Deux études ont examiné la sensibilité au changement de la RMA. La RMA a été jugée sensible au changement auprès de clients ayant subi un AVC et il a été démontré qu’une différence de score total de plus ou moins 3 est susceptible de représenter un changement cliniquement important au niveau fonctionnel.
Acceptabilité La RMA doit être utilisée avec prudence avec les individus âgés de 65 ans et plus en phase chronique de récupération post-AVC, car ils peuvent ne pas être capables d’accomplir certaines des tâches spécifiques, mais être capables d’accomplir les tâches subséquentes qui sont considérées comme plus difficiles. L’échelle de Guttman n’est peut-être pas appropriée pour évaluer la fonction chez les clients hémiplégiques à la suite d’un AVC, ou pour évaluer la perte de fonction en raison de lésions focales qui surviennent chez les clients ayant subi un AVC, chez qui l’altération de certaines fonctions peut ne pas être liée à l’altération des autres fonctions.
Faisabilité Il faut environ 45 minutes pour administrer la RMA et elle est habituellement administrée par un physiothérapeute. La mesure est simple à administrer et est composée d’items de test en trois sections (Fonction globale ; Membre inférieur ; Membre supérieur et Tronc) qui sont organisés hiérarchiquement. La mesure ne requiert aucune formation formelle ou aucun équipement spécialisé.
Comment obtenir l’outil ? Veuillez cliquer ici pour obtenir un exemplaire de la RMA.

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques de la RMA.

Effets plancher/plafond

Williams, Robertson, Greenwood, Goldie et Morris (2006) ont examiné la validité concourante d’une nouvelle mesure, l’High-Level Mobility Assessment Tool (HiMAT), et de la sous-échelle évaluant la Fonction globale de la RMA auprès de 103 patients ayant subi une lésion cérébrale traumatique. La sous-échelle évaluant la Fonction globale de la RMA s’est avérée avoir un effet plafond faible, avec 51,5% des patients atteignant le score maximum.

Fidélité

Cohérence interne :
Kurtais et al. (2009) ont examiné la cohérence interne de la RMA auprès de 107 patients ayant subi un AVC. La cohérence interne de la RMA, calculée à l’aide de l’alpha de Cronbach, s’est avérée excellente pour toutes les sous-échelles de la RMA (Fonction globale α = 0,93 ; Jambes et Tronc α = 0,88 ; et Bras α = 0,95).

Test-retest :
Lincoln et Leadbitter (1979) ont examiné la fidélité test-retest de la RMA auprès de 10 patients en phase aiguë de récupération post-AVC (4 semaines après l’AVC). Sept intervenants ont évalué les patients à deux reprises et ont relevé une fidélité test-retest adéquate pour la sous-échelle évaluant la Fonction globale (r = 0,66), et d’excellentes corrélations pour les sous-échelles évaluant les Jambes et Tronc, et le Bras (respectivement, r = 0,93, et r = 0,88).

Inter-juges :
Lincoln et Leadbitter (1979) ont examiné la fidélité inter-juges de la RMA dans une étude où 7 évaluateurs ont administré la RMA à 7 patients (évaluations enregistrées sur bande vidéo). Une analyse de variance (ANOVA) des scores obtenus a indiqué que pour les trois sous-échelles, la variabilité entre les patients était plus élevée que la variabilité entre les évaluateurs (les tests F de l’ANOVA sont documentés, mais pas les CCI). Pour les sous-échelles Fonction globale et Jambes et Tronc, aucune différence significative n’a été relevée sur les scores moyens pour tous les patients par l’ensemble des évaluateurs. Pour la sous-échelle de Bras, une différence significative a été relevée entre les évaluateurs, attribuée à un seul des 7 évaluateurs. Des instructions de cotation révisées ont donc été rédigées pour la sous-échelle évaluant le Bras, mais des tests supplémentaires sont requis.

Validité

Contenu :

La validité de contenu avec l’échelle de Guttman est évaluée sur la mesure dans laquelle les scores totaux prédisent le nombre d’items consécutifs réussis. Dans une étude auprès de 51 patients ayant subi un AVC, les valeurs critiques pour deux indices, le coefficient de reproductibilité et le coefficient d’échelonnabilité, ont toutes été dépassées. Les résultats de cette étude confirment l’existence d’une échelle de Guttman valide, cumulative et unidimensionnelle (Lincoln & Leadbitter, 1979).

Critère :

Concourante :
Endres, Nyary, Banhidi et Deak (1990) ont administré la RMA et l’Indice de Barthel à 53 patients ayant subi un AVC et qui ont participé à un programme de réadaptation. Les scores sur la RMA ont corrélé d’excellentes façons avec les scores sur l’Indice de Barthel au départ de l’étude (r = 0,84), et lors de suivis à 1 mois (r = 0,78) et à 1 an (r = 0,63).

Prédictive :
Collin et Wade (1990) ont relevé qu’un faible score de motricité globale sur la RMA, à 6 mois post-AVC, s’est avéré être prédictif de l’incapacité de marcher à 18 mois post-AVC.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Collin et Wade (1990) ont examiné la validité convergente de la RMA comparée au Motricity Index (Collin & Wade, 1990), et au Trunk Control Test (Collin & Wade, 1990). Ils ont estimé que le Motricity Index et le Trunk Control Test étaient les tests à comparer, et que le RMA serait utilisée comme la mesure « établie ». Les corrélations entre les scores de la sous-échelle évaluant les Membres supérieurs du Motricity Index et les scores de la sous-échelle évaluant les Membres supérieurs de la RMA sur trois périodes (6, 12 et 18 semaines après l’AVC) se sont avérées excellentes (respectivement, r = 0,76, 0,73 et 0,74).

Soyuer et Soyuer (2005) ont examiné la validité convergente de la RMA et de la Mesure de l’Indépendance Fonctionnelle (MIF – Keith, Granger, Hamilton, & Sherwin, 1987) auprès de 100 patients ayant subi un AVC. Les évaluations ont été réalisées à 7-10 jours, et à 3 mois après l’AVC. À 7-10 jours après l’AVC, le score total sur la RMA a démontré une excellente corrélation avec le score total sur la MIF (r = 0,87), et avec le score du domaine Moteur de la MIF (r = 0,90). Le score total sur la RMA a démontré une corrélation adéquate avec le score du domaine Cognitif de la MIF (r = 0,46). Trois mois après l’AVC, le score total sur la RMA totale a démontré une excellente corrélation avec le score total sur la FIM (r = 0,88), et avec le score du domaine Moteur de la MIF (r = 0,89). La RMA a également démontré une corrélation adéquate avec le score du domaine Cognitif de la MIF (r = 0,52).

Sackley et Lincoln (1990) ont examiné la validité convergente de la méthode verbale d’exécution de la sous-échelle évaluant la Fonction globale de la RMA avec la méthode d’exécution du rendement typique auprès de 49 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Une excellente corrélation a été relevée entre ces deux méthodes d’administration (r = 0,98).

Kurtais et al. (2009) ont examiné la validité convergente de la RMA et de la Mesure de l’Indépendance Fonctionnelle (MIF) auprès de 107 patients ayant subi un AVC (moyenne de 5,6 mois post-AVC). Les évaluations ont été effectuées lors de l’admission et au moment du congé d’une Unité de réadaptation. Les sous-échelles Fonction globale et Jambes et Tronc de la RMA ont démontré une excellente corrélation avec les trois sections de la MIF (Moteur ; Soins personnels ; et Mobilité) lors de l’admission et au moment du congé (allant de 0,702 à 0,865) ; toutefois, la sous-échelle évaluant le Bras s’est avérée avoir seulement une corrélation adéquate avec les trois sections de la MIF lors de l’admission et au moment du congé de l’Unité de réadaptation (allant de 0,386 à -0,483).

Groupes connus :
Endres et al. (1990) ont administré la RMA à 53 patients ayant subi un AVC et participant à un programme de réadaptation. Les patients ont été regroupés selon les scores de déficit moteur sur la RMA lors de l’admission (score sur la RMA 0-9 ; 10-15 ; et > 15). Des corrélations adéquates ont été relevées entre le score sur la RMA et la taille de l’infarctus au départ de l’étude (r = -0,52), et au moment des suivis de 1 mois (r = -0,47) et de 1 an (r = -0,53).

Sensibilité au changement

Collen, Wade et Batshaw (1990) ont relevé qu’une différence de score total de ± 3 points sur la RMA est susceptible de représenter un changement cliniquement important au niveau fonctionnel.

Kurtais et al. (2009) ont examiné la sensibilité au changement de la RMA (adaptée pour être utilisée auprès d’une population turque) auprès de 107 patients ayant subi un AVC (moyenne 5,6 mois après l’AVC). Les évaluations ont été effectuées lors de l’admission et au moment du congé d’une Unité de réadaptation. L’ampleur de l’effet et la Réponse moyenne standardisée (RMS) ont été calculées pour les trois sous-échelles de la RMA (Fonction Globale, Jambes et Tronc, et Bras). Une ampleur de l’effet modérée a été relevée pour la sous-échelle évaluant la Fonction globale (0,51) et une petite ampleur de l’effet pour les sous-échelles Jambes et Tronc, et Bras (0,45 et 0,38 respectivement). Les sous-échelles Fonction Globale, Jambes et Tronc, et Bras ont respectivement obtenus des RMS de 0,83, 0,86 et 0,60.

Références

  • Adams, S. A., Ashburn, A., Pickering, R. M., Taylor, D. (1997). The scalability of the Rivermead Motor Assessment in acute stroke patients. Clin Rehabil, 11, 42-51.
  • Adams, S. A., Pickering, R. M., Ashburn, A., Lincoln, N. B. (1997). The scalability of the Rivermead Motor Assessment in nonacute stroke patients. Clin Rehabil, 52-59.
  • Barer, D., Nouri, F. (1989). Measurement of activities of daily living. Clin Rehabil, 3, 179-187.
  • Collin, C., Wade, D. (1990). Assessing motor impairment after stroke: A pilot reliability study. Journal of Neurology, Neurosurgery, and Psychiatry, 53, 576-579.
  • Collen, F. M., Wade, D. T., Bradshaw, C. A. (1990). Mobility after stroke: Reliability of measures of impairment and disability. Int Disabil Stud, 12, 6-9.
  • Collen, F. M., Wade, D. T., Robb, G. F., Bradshaw, C. M. (1991). The Rivermead Mobility Index: A further development of the Rivermead motor assessment. Int Disabil Stud, 13, 50-54.
  • Collin, C., Wade, D. (1990). Assessing motor impairment after stroke: a pilot reliability study. J Neurol Neurosurg Psychiatry, 53(7), 576-579.
  • Endres, M., Nyary, I., Banhidi, M., Deak, G. (1990). Stroke rehabilitation: A method and evaluation. International Journal of Rehabilitation Research, 13, 225-236.
  • Hsieh, C-L., Hsueh, I-P., Mao, H-F. (2000). Validity and responsiveness of the Rivermead Mobility Index in stroke patients. Journal of Rehabilitation Medicine, 32(3), 140-142.
  • Keith, R. A., Granger, C. V., Hamilton, B. B., Sherwin, F. S. (1987). The functional independence measure: A new tool for rehabilitation. Adv Clin Rehabil, 1, 6-18.
  • Kurtais, Y., Kucukdeveci, A., Elhan, A., Yilmaz, A., Kalli, T., Sonel Tur, B. et al. (2009). Psychometric properties of the Rivermead Motor Assessment: Its utility in stroke. Journal of Rehabilitation Medicine, 41, 1055-1061.
  • Lincoln, N. B., Leadbitter, D. Assessment of motor function in stroke patients. Physiotherapy, 65, 48-51.
  • Sackley, C., Lincoln, N. (1990). The verbal administration of the gross function section of the Rivermead Motor Assessment. Clin Rehabil, 4, 301-303.
  • Soyuer, F., Soyuer, A. (2005). Ischemic stroke: Motor impairment and disability with relation to age and lesion location (Turkish). Journal of Neurological Sciences, 22(1), 43-49.
  • Streiner, D. L., Norman, G. R. (1989). Health measurement scales: A practical guide to their development and use. Oxford: Oxford University Press.
  • Tyson, S., DeSouza, L. (2002). A systematic review of methods to measure balance and walking post-stroke. Part 1: Ordinal scales. Physical Therapy Reviews, 7, 173-186.
  • Williams, G., Robertson, V., Greenwood, K., Goldie, P., Morris, M. E. (2006). The concurrent validity and responsiveness of the high-level mobility assessment tool for measuring the mobility limitations of people with traumatic brain injury. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 87(3), 437-442.

Voir la mesure

Comment obtenir la RMA ?

Veuillez cliquer ici pour obtenir un exemplaire du RMA (en anglais uniquement).

Table des matières

Six-Minute Walk Test (6MWT)

Évidence révisées en date du 07-11-2011
Auteur(s)* : Mahnaz Hamidzadeh ; Lisa Zeltzer, MSc OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche

But

Le Six-Minute Walk Test (6MWT – Butland, Pang, Gross, Woodcock, & Geddes, 1982) est un test de marche fonctionnel dans lequel la distance que le client peut marcher en six minutes est évaluée. Ce test a été utilisé pour évaluer les individus avec un AVC (Kosak & Smith, 2005), une blessure à la tête (Rossier & Wade, 2001), la maladie Parkinson (Garber & Friedman, 2003) ainsi qu’avec une maladie cardiaque ou pulmonaire.

S.V.P, se référer aussi à l’application iWalkAssess : l’évaluation de la marche informée par une approche basées sur les plus récentes évidences – Cliquer pour le iWalk Toolkit (disponible en anglais).

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Le Six-Minute Walk Test (6MWT) (Butland, Pang, Gross, Woodcock, & Geddes, 1982) est un test de marche fonctionnel dans lequel la distance que le client peut marcher en six minutes est évaluée. Ce test a été utilisé pour évaluer les individus ayant subi un AVC (Kosak & Smith, 2005), une blessure à la tête (Rossier & Wade, 2001), la maladie Parkinson (Garber & Friedman, 2003) ainsi qu’avec une maladie cardiaque ou pulmonaire.

Versions disponibles

Il y a cinq versions différentes de tests de marche disponibles pour la population ayant subi un AVC, soit le 12-, le 6-, le 5-, le 3- et le 2-Minute Walk Tests. Les différences entre le 12-, le 6- et le 2-Minute Walk Tests sont résumés dans le tableau ci-dessous.

Version du Walking Test pour l’AVC. But Forces Limitations
12MWT (Kosak & Smith, 2005)
  • Évaluer le niveau de forme physique des individus en santé.
  • Adapté pour évaluer les incapacités chez les patients avec une bronchite chronique.
  • Comparativement au 2 et au 6MWT, le 12MWT était le plus sensible au changement durant la réadaptation post-AVC (Kosak & Smith, 2005).
  • C’est épuisant pour les patients.
6MWT (Kosak & Smith, 2005)
  • Évaluer la tolérance à l’exercice chez les individus avec des maladies respiratoires. Dérivé du 12MWT.
  • Facile à administrer.
  • Mieux toléré que le 12MWT.
  • Reflète mieux la performance des patients dans les activités quotidiennes que les autres tests de marche (Solway, Brooks, Lacasse & Thomas, 2001)
  • Bonne mesure de l’endurance
  • N’évalue pas la balance, la qualité du mouvement, l’utilisation de dispositifs d’assistance et la quantité d’assistance physique nécessaire (Barak & Duncan, 2006)
  • Décris comme un test des capacités fonctionnelles, de l’endurance, de la fatigabilité et de la santé cardiovasculaire.
  • Les déficits spécifiques à l’AVC (c.-à-d. la faiblesse musculaire, la spasticité, la balance et l’hémiparésie) peuvent influencer la distance marchée (Barak & Duncan, 2006).
2MWT (Kosak & Smith, 2005)
  • Pour évaluer la tolérance à l’exercice dans les cas de limitations chroniques du débit respiratoire.
  • Corrèle grandement avec le 6 et le 12MWT.
  • Une mesure valide de la vitesse de marche choisie par le patient.
  • Le plus rapide.
  • Comparativement au 6 et au 12MWT, le 2MWT était le moins sensible au changement pour les AVC lors de la réadaptation des patients hospitalisés (Kosak & Smith, 2005).

Deux autres adaptations du 6MWT ont déjà été utilisées chez les patients ayant subi un AVC : le 3MWT (Sakai, Tanaka, & Holland, 2002) et le 5MWT (Teixeira da Cunha-Filho et al., 2003).

Caractéristiques de l’outil

Items :

Il n’y a pas réellement d’items du 6MWT.

Le 6MWT est un test simple qui nécessite un corridor rectangulaire de 100 pieds, silencieux, intérieur, plat et droit. Le parcours de marche doit être d’une longueur de 30 mètres. Il doit y avoir des marques faites par du ruban adhésif coloré à tous les trois mètres durant tout le parcours de 30 mètres. Le point où la personne doit rebrousser chemin doit être marqué par un cône. Certaines études ont utilisé des corridors de 20 et de 50 mètres.

(American Thoracic Society “ATS (http://ajrccm.atsjournals.org/cgi/reprint/166/1/111?ijkey=58e74d53a3942c7bf82e79d2495f8b944bf3f0c2) déclaration : consignes pour le Six-minute walk test, 2002)

Afin de se préparer au 6MWT le client devrait être encouragé à :

  • Porter des vêtements confortables.
  • Porter des souliers de marche appropriés.
  • Utiliser leurs aides de marche habituelles durant le test (canne, marchette, etc.)
  • Prendre leurs médicaments habituels.
  • Éviter de faire des exercices vigoureux durant les deux heures précédant le test.

Afin de se préparer au 6MWT, les cliniciens peuvent :

  • Demander aux clients de se lever afin d’évaluer leur dyspnée initiale et leur fatigue générale en utilisant l’échelle de Borg. L’échelle de Borg est une échelle de 15 ou 12 paliers évaluant la fatigue perçue – la perception du client de son effort ou de sa fatigue physique.
  • L’oxymétrie du pouls est optionnelle. Si celle-ci est mesurée, le rythme cardiaque initial et la saturation d’oxygène devraient aussi être mesurés et enregistrés.

(« Déclaration de l’ATS : lignes directrices pour le Six-minute walk test, » 2002) Selon le protocole de l’American Thoracic Society (ATS), les informations concernant le test devraient être données au patient de la manière suivante : «L’objectif de ce test est de marcher le plus loin possible durant six minutes, Vous allez faire des allées et venues dans ce couloir. Un temps de six minutes correspond à un long moment pour marcher, alors vous allez devoir déployer des efforts. Vous allez probablement vous essouffler ou vous fatiguer. Vous avez le droit de ralentir et de vous reposer, si cela est nécessaire. Vous pouvez vous appuyer contre le mur lorsque vous vous reposez, mais recommencez à marcher dès que vous en êtes capables. Vous allez faire des allers et retours autour des cônes. Vous devez pivoter rapidement autour des cônes et continuer dans l’autre direction sans hésitation. Maintenant, je vais vous donner un exemple. S’il vous plaît, regardez bien la manière dont je tourne autour du cône sans hésitation. »

Faites une démonstration en marchant une longueur vous-même. Marchez et pivotez rapidement autour du cône. Ensuite, dites : «Êtes-vous prêt à faire la même chose ? Je vais noter chaque moment où vous vous retournez à la ligne de départ. Rappelez-vous que l’objectif est de parcourir la plus grande distance possible durant les six minutes. Cependant, ne courrez pas et ne jogger pas. Vous pouvez commencer maintenant ou dès que vous êtes prêt.»

Le patient devrait être positionné à la ligne de départ. Le clinicien devrait se tenir près de la ligne de départ durant le test. Dès que le patient commence à marcher, le temps sur la minuterie devrait être débuté. Aucune conversation ne devrait avoir lieu durant la marche. Un ton de voix neutre devrait être utilisé lorsque les phrases standardisées sont dites (voir ci-dessous). Le patient devrait être supervisé. Le clinicien devrait rester concentré et ne pas perdre le compte des longueurs marchées par le patient. Après la première minute, les phrases suivantes devraient être dites au patient (avec un ton de voix neutre) :

«Vous vous débrouillez bien. Il reste cinq minutes.»

Lorsque la minuterie indique qu’il reste quatre minutes, les phrases suivantes devraient être dites au patient :

«Continuez le bon travail. Il reste quatre minutes.»

Lorsque la minuterie indique qu’il reste trois minutes, les phrases suivantes devraient être dites au patient :

« Vous vous débrouillez bien. Vous avez fait la moitié du test. »

Lorsque la minuterie indique qu’il reste deux minutes, les phrases suivantes devraient être dites au patient : «Continuez le bon travail. Il vous reste seulement deux minutes.»

Lorsque la minuterie indique qu’il ne reste qu’une minute, les phrases suivantes devraient être dites au patient :

«Vous vous débrouillez bien. Il ne vous reste qu’une minute. »

Aucun autre mot d’encouragement ou élément de langage corporel (ex. : indication d’accélérer) ne devrait être utilisé.

À Noter :

  • N’offrez pas de période de «réchauffement». Pour au moins dix minutes avant le test, le client devrait s’assoir sur une chaise située près de la position de départ. Durant ce temps, le clinicien devrait réviser les contrindications (Voir la section concernant la clientèle cible du module), vérifier la convenance des vêtements et des chaussures du client pour le test ainsi que compléter la première partie de la feuille de travail (voir ci-dessous). («Déclaration de l’ATS : Directives pour le six-minute walk test,» 2002)
  • Les éléments suivants devraient être présents sur la feuille de travail et le rapport du 6MWT :
  • Compteur de longueurs : __ __ __ __ __ __ __ __ __ __ __ __ __ __ __
  • Nom du patient : ____________________ Numéro d’identification du patient ___________
  • Numéro de la marche ______ Identification du tech: _________ Date: __________
  • Genre: M F Âge: ____ Race: ____ Grandeur: ___pi ____po, ____ mètres
  • Poids : ______ lbs, _____kg Pression sanguine: _____ / _____
  • Médicaments pris avant le test (dose et heure): __________________
  • Oxygène supplémentaire durant le test : Non Oui, Débit ______ L/min, type _____
  • Initialement et à la fin du test
  • Heure ___:___ ___:___
  • Rythme cardiaque _____ _____
  • Dyspnée ____ ____ (Échelle de Borg)
  • Fatigue ____ ____ (Échelle de Borg)
  • SpO2 ____ % ____%
  • Test arrêté ou mis sur pause avant la fin des six minutes? Non, Oui, raison : _______________
  • Autres symptômes à la fin de l’exercice : Angine; étourdissements; douleurs à la hanche, à la jambe ou au mollet
  • Nombre de longueurs: ____ (_60 mètres) _ Longueur finale partielle: _____ mètres _
  • Distance totale marchée durant les six minutes : ______ mètres
  • Distance prédite: _____ mètres Pourcentage prédit: _____%
  • Commentaires du tech:
  • Interprétation (Incluant une comparaison avec un 6MWT fait lors d’une pré-intervention).
  • Un compteur de longueurs (ou un papier et un crayon) devrait être utilisé pour noter le nombre de longueurs que le client marche durant les six minutes.

Une fois le test complété :

  • Il faut demander au client d’évaluer leur dyspnée et leur fatigue générale après la marche en utilisant l’échelle de Borg.
  • La question suivante devrait être posée : «Qu’est-ce qui vous a empêché de faire une plus grande distance, si bien sûr quelque chose vous en a empêché? »
  • Si vous utilisez un oxymètre de pouls, mesurez le SpO2 ainsi que la vitesse du pouls avec l’oxymètre, puis retirez ensuite le capteur.
  • Le nombre de longueurs devrait être noté sur la feuille de travail.
  • La distance totale marchée, arrondie au mètre près, devrait être calculée et notée sur la feuille de travail.
  • Le client devrait être félicité pour son bel effort et devrait se faire offrir un verre d’eau (s’il n’a pas de diète interdisant les liquides due à de la dysphagie).

Cotation :

  • Le compteur de longueurs ou le papier et le crayon devraient être utilisés pour noter le nombre de longueurs que le client arrive à faire durant le 6MWT.
  • La distance marchée, le nombre ainsi que la durée des pauses pendant le test de six minutes doivent être mesurées.
  • Les scores vont de zéro mètre ou pied pour les patients qui sont non-ambulatoires aux limites maximales pour un individu normal en santé (approximativement 900 mètres ou 3000 pieds).

Durée :

Six minutes.

Sous-échelles :

Aucune

Équipement :

(«Directives de l’ATS : Directives pour le six-minute walk test,» 2002)

  • Chronomètre (minuteur faisant le compte à rebours)
  • Oxymètre de pouls lorsque c’est indiqué (optionnel)
  • Une chaise à la fin du parcours, au cas où un patient serait fatigué et souhaiterait se reposer durant le test.
  • Deux petits cônes pour marquer les points de virage.
  • Autres équipements de sécurité (Source d’oxygène, téléphone, défibrillateur électronique automatisé).

Formation nécessaire :

Il n’y a pas de formation nécessaire à compléter pour les cliniciens, tant qu’ils se conforment au protocole au 6MWT.

Versions alternatives du 6MWT

Le 12MWT et le 2MWT sont aussi des outils de mesure valides et fiables chez la clientèle AVC (Kosak & Smith, 2005). D’autres versions de MWT ont aussi été utilisées chez une population ayant subi un AVC, dont le 3MWT et le 5MWT.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Les patients ayant subi un AVC (en phase aiguë, subaiguë ou chronique de récupération).

Autres groupes avec lesquels l’outil a été testé :

  • Bronchopneumopathie chronique obstructive (Steele et al., 2000),
  • Insuffisance cardiaque (Guyatt, Sullivan et al., 1985),
  • Maladie artérielle périphérique (Montgomery & Gardner, 1998),
  • Fibromyalgie (King et al., 1999; Pankoff, Overend, Lucy, & White, 2000; Pankoff, Overend, Lucy, & White, 2000),
  • Fibrose kystique (Gulmans, van Veldhoven, de Meer, & Helders, 1996),
  • Insuffisance rénale (Fitts & Guthrie, 1995),
  • Personnes âgées (King, Judge, Whipple, & Wolfson, 2000),
  • Adultes en santé (Harada, Chiu, & Stewart, 1999),
  • Personnes portant un stimulateur cardiaque (Langenfeld et al., 1990),
  • Candidat à la transplantation ayant une maladie pulmonaire en phase terminale (Cahalin, Pappagianopoulos, Prevost, Wain, & Ginns, 1995).

Ne devrait pas être utilisé avec :

(« Déclaration de l’ATS : Directives pour le Six-minute walk test, » 2002; Enright, 2003)

  • Les contrindications absolues pour le 6MWT incluent : Une angine instable et un infarctus du myocarde dans le mois précédent.
  • Contrindications relatives : Rythme cardiaque au repos > 120, Pression sanguine systolique (PA) > 180mm Hg, et PA diastolique > 100 mm Hg.
  • L’évaluation devrait être performée dans un lieu où une réponse appropriée et rapide à une urgence est possible.
  • Les équipements qui doivent être disponibles dans les milieux de réadaptation et hospitaliers incluent de l’oxygène, de la nitroglycérine sublinguale, de l’aspirine et de l’albutérol. Un téléphone devrait être sur les lieux pour permettre des appels d’urgence.
  • Le clinicien devrait avoir une certification en réanimation cardiopulmonaire incluant un minimum de connaissances en premiers soins.
  • Si un client est sous oxygénothérapie chronique, de l’oxygène devrait lui être donné à un taux standard ou selon les indications d’un médecin ou d’un protocole.
  • Les raisons pour immédiatement cesser le 6MWT incluent les suivantes : (1) douleur à la poitrine, (2) dyspnée intolérable, (3) crampes aux jambes, (4) Pertes d’équilibre, (5) diaphorèse, et (6) un teint pâle ou cendré. Si le test est stoppé en raison de l’un des éléments précédents, le patient devrait s’assoir ou se coucher sur le dos, selon ce qui est nécessaire dépendamment de la sévérité des événements. Selon le jugement du clinicien, la pression sanguine, le rythme cardiaque, la saturation en oxygène et l’évaluation par un médecin devraient être obtenus.

Note : Une évaluation de la marche devrait être faite avant le test pour s’assurer que le patient peut marcher sans supervision et de manière sécuritaire, et ce avant que le test soit choisi comme outil d’évaluation.

Dans quelles langues cet outil est-il disponible ?

Non documentée.

Sommaire

Que mesure l’outil ? C’est un test fonctionnel de marche qui détermine la distance qu’un client peut marcher en six minutes.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Les patients qui ont subi un AVC, qui ont subi une blessure à la tête, qui ont la maladie de Parkinson, qui ont des maladies cardiaques et pulmonaires, les personnes âgées et les adultes en santé.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation? Évaluation
Temps d’administration 6 minutes
Versions 12MWT, 5MWT, 3MWT, 2MWT
Langues Ne s’applique pas.
Propriétés psychométriques
Fidélité Test-retest :
Quatre études ont examiné la fidélité test-retest du 6MWT et ont relevé une fidélité test-retest excellente (CCI = 0,97 – 0,99).

Intra-juge et inter-juges :
Une étude a évalué la fidélité intra-juge et inter-juges du 6MWT et a relevé une fidélité intra-juge adéquate (CCI = 0,74) ainsi qu’une excellente fidélité inter-juges (CCI = 0,78).

Validité Critère :
Concourante :
– Trois études ont examiné la validité concourante du 6MWT et ont relevé d’excellentes corrélations avec la mesure de Vo2max utilisée comme étalon de mesure ; avec des vélocités de cinq mètres de marche comme vitesse préférée et vitesse rapide ; et avec la sous-échelle Locomotion de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF).
– Deux études ont relevé des corrélations entre le 6MWT et le pic de Vo2 ainsi que la durée du test d’exercice, et entre le 6MWT et le score total et le domaine Moteur de la MIF.

Prédictive :
Une étude a examiné la validité prédictive du 6MWT chez les patients ayant subi un AVC et ont noté que celui-ci était un excellent prédicteur du nombre de pas moyens par jour.

Construit :
Convergente :
Quatre études ont examiné la validité convergente du 6MWT et ont noté d’excellentes corrélations avec le 2MWT, le 5MWT, le 12MWT, l’Échelle d’équilibre de Berg et le Reintegration to Normal Living (RNL) Index. De plus, elles ont noté une corrélation adéquate avec le Quadriceps Eccentric Paretic Strength.

Est-ce que l’outil est sensible au changement ? Six études ont utilisé le 6MWT pour démontrer l’efficacité d’interventions d’exercices variées et ont noté une augmentation de la distance marchée allant de 28,21m à 102,8m après l’intervention. Une étude a directement examiné la sensibilité au changement du 6MWT et a relevé que le 6MWT a une grande réponse moyenne standardisée, ce qui indique que l’outil de mesure est sensible chez les clients ayant subi un AVC.
Acceptabilité Le 6MWT a été utilisé dans des populations ayant subi un AVC et qui sont en phase aiguë, subaiguë et chronique.
Note : Une évaluation de la marche devrait être faite avant le test pour s’assurer que le patient peut marcher sans supervision et de manière sécuritaire, et ce avant que le test soit choisi comme outil d’évaluation.
Faisabilité Le 6MWT ne requière aucune formation spécialisée et ne nécessite que du matériel simple (un chronomètre, une échelle de Borg et un oxymètre de pouls lorsque nécessaire). C’est un test simple qui requière un corridor de 100 pieds, calme, intérieur, plat et rectangulaire. Le parcours de marche devrait être d’une longueur de 30 mètres. Cette distance devrait être divisée en segments de trois mètres par du ruban adhésif coloré.
Comment obtenir l’outil ? Les instructions d’administration détaillées qui sont indiquées dans le module du 6MWT sont suffisantes pour administrer le 6MWT.

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques du 6MWT chez les individus ayant subi un AVC.

Effets plancher/plafond

Le 6MWT est une variable continue sans effets de plafond (Kosak & Smith, 2005).

Fidélité

Test-retest :
Eng, Dawson et Chu (2004) ont examiné la fidélité test-retest du 6MWT chez 12 individus vivant dans la communauté en phase chronique de récupération d’un AVC. La fidélité test-retest du 6MWT était excellente pour la distance couverte en mètres (CCI = 0,99) et pour la variable d’exercice sous-maximale du V02 (ml/kg.min) (CCI = 0,96). Flansbjer, Holmback, Downham, Patten et Lexell (2005) ont étudié la fidélité de tests mesurant la performance en marche chez 50 hommes et 50 femmes avec de l’hémiparésie après un AVC (phase chronique). Ils ont relevé que le 6MWT avait une excellente fidélité test-retest (CCI = 0,99) avec les plus petites différences réelles de 13%, lorsque comparée avec le Timed Up & Go, des tests de vitesse de marche et des tests de montées et de descentes d’escaliers. Fulk, Echternach, Nof et O’Sullivan (2008) ont examiné la fidélité test-retest (ICC = 0,97).

Liu, Drutz, Kumar, McVicar, Weinberger, Brooks et al. (2008) ont mené des investigations pour déterminer un effet dans la pratique, vérifié par des critères variés incluant les coefficients de corrélations intraclasses (ICC). Celui-ci était excellent (ICC = 0,98).

Intra-juge et inter-juges :
Kosak et Smith (2005) ont examiné la fidélité inter-juges et intra-juge du 6MWT chez 18 clients hospitalisés inscrits dans un programme de réadaptation (28 ± 34 jours post-AVC). La fidélité intra-juge était excellente (CCI = 0m74). La fidélité inter-juges était aussi excellente (CCI = 0,78).

Validité

Critère :

Concourante :
Le 6MWT a eu une excellente corrélation avec le Vo2 max chez les patients ayant subi un AVC (r = 0,66) (Le Vo2 max est le volume maximal d’oxygène que le corps peut consommer durant de l’exercice intense fait par tout le corps, lorsque l’air est respiré au niveau de la mer) (Eng et al., 2004; Pang, Eng, & Dawson, 2005).

Tang, Sibley, Bayley, McIlroy et Brooks (2006) ont administré le 6MWT à 36 individus ayant subi un AVC (phase subaiguë) et ont relevé d’excellentes corrélations entre le 6MWT et le Five Meter Walk Velocity pour la vitesse préférée (r = 0,79) et la vitesse rapide (r = 0,82). Cela suggère que la vitesse sélectionnée par le patient durant le 6MWT a une forte relation avec les vélocités choisies durant le Five Meter Walk Distance (Kelly, Kilbreath, Davis, Zeman, & Raymond, 2003; Tang et al., 2006).

Tang et al. (2006) ont noté une corrélation adéquate entre le 6MWT et la consommation d’oxygène moyenne de patients durant un test d’exercice cardiopulmonaire (pic de Vo2) (r = 0,56) ainsi qu’entre le 6MWT et la durée du test de l’exercice (r = 0,60 ) chez 36 clients ayant subi un AVC. Cela suggère que, même si le 6MWT fait travailler le système cardiorespiratoire, ce test semble plus fortement influencé par la vitesse de marche que par la capacité cardiorespiratoire (Tang, Sibley, Bayley, McIlroy, & Brooks, 2006).

Fulk et al. (2008) ont examiné la validité concourante du 6MWT en utilisant les corrélations spécifiques de Pearson et les coefficients de corrélation de rang de Spearman chez 37 clients hospitalisés faisant de la réadaptation post-AVC. Les clients étaient en moyenne à 33,7 jours post-AVC et avaient un âge moyen de 66,3 ans. Le 6MWT a été comparé aux sous-échelles de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) (Keith, Granger, Hamilton & Sherwin, 1987). Le 6MWT avait une excellente corrélation avec les sous-échelles de la MIF concernant la locomotion lors de la décharge (marche) et avec les celles concernant la locomotion (marche) et la montée d’escaliers (Spearman r = 0,69). Le 6MWT a eu des corrélations adéquates avec la sous-échelle motricité de la MIF (Pearson r = 0,52) et les scores totaux à la décharge de la MIF (Pearson r = 0,45).

Prédictive :
Fulk, Reynolds, Mondal & Deutsch (2010) ont examiné la validité prédictive du 6MWT et d’autres mesure cliniques largement utilisées (FMA LE, vitesse de marche auto-sélectionnée, SIS et Échelle d’équilibre de Berg) chez 19 patients ayant subi un AVC. Il a été révélé que le 6MWT était un excellent prédicteur du nombre de pas moyens par jour (r = 0,68; P = 0,001). Même si la vitesse de marche et l’équilibre sont reliés à l’activité de marche, seul le 6MWT a été noté comme étant un prédicteur des déplacements dans la communauté chez les patients ayant subi un AVC.

Construit :

Convergente :
Kosak and Smith (2005) ont comparé le 2MWT et le 6MWT chez 18 clients ayant subi un AVC. Une excellente corrélation a été notée entre les deux mesures (r = 0.997).

Kosak and Smith (2005) ont comparé le 12MWT et le 6MWT chez 18 patients ayant subi un AVC. Une excellente corrélation a été notée entre les deux mesures (r = 0,99).

Patterson et al. (2007) ont administré l’Échelle d’équilibre de Berg (ÉÉB) (Patterson, Forrester, Rodgers, Ryan, Ivey, Sorkin, et al., 2007) et le 6MWT à 74 clients (43 hommes, 31 femmes) en phase chronique de récupération d’un AVC et présentant de l’hémiparésie. Une excellente relation a été relevée entre l’ÉÉB et le 6MWT (r = 0,69).

Patterson et al. (2007) ont comparé la force excentrique des quadriceps parétiques avec le 6MWT chez 74 individus (43 homes, 31 femmes) en phase chronique de récupération d’un AVC et présentant de l’hémiparésie. Une relation adéquate a été relevée entre le 6MWT et la force des quadriceps (r = 0,57).

Pang, Eng, et Miller (2007) ont administré le Reintegration to Normal Living Index (RNL) et le 6MWT à 63 clients en phase chronique de récupération d’un AVC. Une corrélation adéquate a été relevée entre ces deux mesures (r = 0,35).

Fulk et al. (2008) ont examiné la validité convergente du 6MWT en le comparant au 5MWT chez 37 patients hospitalisés suivant un programme de réadaptation post-AVC. Les clients en étaient à 33,7 jours post-AVC en moyenne et avaient une moyenne d’âge de 66,3 ans. En utilisant des corrélations spécifiques de Pearson, ils ont noté que 5MWT et le 6MWT corrélaient de manière excellente (r = 0,89).

Groupes connus :
Non disponible.

Sensibilité au changement

Le tableau ci-dessous résume les études qui ont examiné la sensibilité au changement du 6MWT parmi les individus ayant subi un AVC.

Noms des auteurs Type de l’étude Résultats de l’étude
(Kosak & Smith, 2005) Étude transversale n = 18 clients ayant subi un AVC Un programme de réadaptation pour l’AVC en hôpital (protocole standard comme conçu par la American Association of Cardiovascular and Pulmonary Rehabilitation) durant 3,9 + 2 semaines d’observation a indiqué que la sensibilité au changement du 6MWT, mesurée par une moyenne de réponse standardisée (MRS), était de 1,52. Cela se traduit en une augmentation de 2,4 fois la distance marchée par les clients faisant parti du programme de réadaptation.
(Duncan et al., 1998) Essai clinique randomisé, étude pilote n = 20 clients ayant subi un AVC Les résultats d’un programme d’exercices fait à la maison d’une durée de huit semaines ont indiqué un changement de 59,4 mètres au 6MWT (changements moyens = 195 pieds), comparativement à un changement de 34,7 mètres (changements moyens = 114 ft) après des soins habituels.
(Dean, Richards, & Malouin, 2000) Essai clinique randomisé, étude pilote n = 12 clients ayant subi un AVC Un cours d’exercices de quatre semaines a été offert pour améliorer les tâches locomotrices (Dean et al., 2000). Les patients ont accompli un changement de 42,1 mètres (déviation standard = 119,0) au 6MWT, comparativement à un changement de seulement 4,7 mètres suivant une intervention pour le membre supérieur d’une intensité égale.
(Visintin, Barbeau, Korner-Bitensky, & Mayo, 1998) Essai clinique randomisé, n = 100 clients ayant subi un AVC Après 6 semaines d’entraînement sur un tapis roulant avec un support pour le poids du corps, le changement moyen de la distance marchée en 6 minutes après l’intervention était de 102,8 mètres (déviation standard = 67,4), comparativement à un changement de 58,8 mètres (déviation standard = 72,2) pour le groupe témoin.
(Salbach et al., 2004) Essai clinique randomisé, n = 91 patients ayant subi un AVC L’efficacité d’une intervention orientée sur la tâche pour améliorer la compétence de marche a été évaluée en comparant celle-ci aux soins habituels. Les clients avec des déficits de marche faibles, modérés et sévères initialement ont eu une amélioration de leur performance au 6MWT post-intervention de respectivement 36 (déviation standard = 96), 55 (déviation standard = 56) et 18 (déviation standard = 23) mètres.
(Duncan et al., 2003) Essai clinique randomisé, n = 100 patients ayant subi un AVC (phase subaiguë) L’efficacité d’exercices thérapeutiques pour des individus en phase subaiguë de récupération d’un AVC a été comparé avec celle des soins habituels. Le groupe d’intervention a amélioré sa performance au 6MWT d’en moyenne 28,2 mètres (12,52%) plus que le groupe de soins habituels.
(Tanne, Tsabari, Chechik, Toledano, Orion, Schwammenthal, et al., 2008) Essai clinique randomisé, n = 152 post-ACV ischémique mineur Programme d’exercices d’une durée de trois mois pour les patients en externe. L’amélioration de la capacité d’exercice du groupe d’intervention en comparaison avec le groupe témoin a été démontrée en utilisant le 6MWT (de 444 ± 90 initialement à 557± 99 mètres post-intervention pour le groupe d’exercice ; de 438 ± 101 initialement à 418 ± 126 dans le groupe témoin).

Références

  • ATS statement: guidelines for the six-minute walk test. (2002). Am J Respir Crit Care Med, 166(1), 111-117.
  • Barak, S., & Duncan, P. W. (2006). Issues in selecting outcome measures to assess functional recovery after stroke. NeuroRx, 3(4), 505-524.
  • Butland, R. J., Pang, J., Gross, E. R., Woodcock, A. A., & Geddes, D. M. (1982). Two-, six-, and 12-minute walking tests in respiratory disease. Br Med J (Clin Res Ed), 284(6329), 1607-1608.
  • Cahalin, L., Pappagianopoulos, P., Prevost, S., Wain, J., & Ginns, L. (1995). The relationship of the 6-min walk test to maximal oxygen consumption in transplant candidates with end-stage lung disease. Chest, 108(2), 452-459.
  • Dean, C. M., Richards, C. L., & Malouin, F. (2000). Task-related circuit training improves performance of locomotor tasks in chronic stroke: a randomized, controlled pilot trial. Arch Phys Med Rehabil, 81(4), 409-417.
  • Duncan, P., Richards, L., Wallace, D., Stoker-Yates, J., Pohl, P., Luchies, C., et al. (1998). A randomized, controlled pilot study of a home-based exercise program for individuals with mild and moderate stroke. Stroke, 29(10), 2055-2060.
  • Duncan, P., Studenski, S., Richards, L., Gollub, S., Lai, S. M., Reker, D., et al. (2003). Randomized clinical trial of therapeutic exercise in subacute stroke. Stroke, 34(9), 2173-2180.
  • Eng, J. J., Dawson, A. S., & Chu, K. S. (2004). Submaximal exercise in persons with stroke: test-retest reliability and concurrent validity with maximal oxygen consumption. Arch Phys Med Rehabil, 85(1), 113-118.
  • Enright, P. L. (2003). The six-minute walk test. Respir Care, 48(8), 783-785.
  • Fitts, S. S., & Guthrie, M. R. (1995). Six-minute walk by people with chronic renal failure. Assessment of effort by perceived exertion. Am J Phys Med Rehabil, 74(1), 54-58.
  • Flansbjer, U. B., Holmback, A. M., Downham, D., Patten, C., & Lexell, J. (2005). Reliability of gait performance tests in men and women with hemiparesis after stroke. J Rehabil Med, 37(2), 75-82.
  • Fulk, G. D., Echternach, J. L., Nof, L., & O’Sullivan, S. (2008). Clinometric properties of the six-minute walk test in individuals undergoing rehabilitation poststroke. Physiotherapy Theory and Practice, 24(3), 195-204.
  • Fulk, G. D., Reynolds, C., Mondal, S., & Deutsch, J. E. (2010). Predicting home and community walking activity in people with stroke. Arch Phys Med Rehabil, 91, 1582-1586.
  • Garber, C. E., & Friedman, J. H. (2003). Effects of fatigue on physical activity and function in patients with Parkinson’s disease. Neurology, 60(7), 1119-1124.
  • Gulmans, V. A., van Veldhoven, N. H., de Meer, K., & Helders, P. J. (1996). The six-minute walking test in children with cystic fibrosis: reliability and validity. Pediatr Pulmonol, 22(2), 85-89.
  • Guyatt, G. H., Sullivan, M. J., Thompson, P. J., Fallen, E. L., Pugsley, S. O., Taylor, D. W., et al. (1985). The 6-minute walk: a new measure of exercise capacity in patients with chronic heart failure. Can Med Assoc J, 132(8), 919-923.
  • Guyatt, G. H., Thompson, P. J., Berman, L. B., Sullivan, M. J., Townsend, M., Jones, N. L., et al. (1985). How should we measure function in patients with chronic heart and lung disease? J Chronic Dis, 38(6), 517-524.
  • Harada, N. D., Chiu, V., & Stewart, A. L. (1999). Mobility-related function in older adults: assessment with a 6-minute walk test. Arch Phys Med Rehabil, 80(7), 837-841.
  • Keith, R. A, Granger, C. V., Hamilton, B. B., & Sherwin, F. S. (1987). The Functional Independence Measure: a new tool for rehabilitation. In: Eisenberg, M.G. & Grzesiak, R.C. (Ed.), Advances in clinical rehabilitation (pp. 6-18). New York: Springer Publishing Company.
  • Kelly, J. O., Kilbreath, S. L., Davis, G. M., Zeman, B., & Raymond, J. (2003). Cardiorespiratory fitness and walking ability in subacute stroke patients. Arch Phys Med Rehabil, 84(12), 1780-1785.
  • King, M. B., Judge, J. O., Whipple, R., & Wolfson, L. (2000). Reliability and responsiveness of two physical performance measures examined in the context of a functional training intervention. Phys Ther, 80(1), 8-16.
  • King, S., Wessel, J., Bhambhani, Y., Maikala, R., Sholter, D., & Maksymowych, W. (1999). Validity and reliability of the 6 minute walk in persons with fibromyalgia. J Rheumatol, 26(10), 2233-2237.
  • Kosak, M., & Smith, T. (2005). Comparison of the 2-, 6-, and 12-minute walk tests in patients with stroke. J Rehabil Res Dev, 42(1), 103-107.
  • Langenfeld, H., Schneider, B., Grimm, W., Beer, M., Knoche, M., Riegger, G., et al. (1990). The six-minute walk–an adequate exercise test for pacemaker patients? Pacing Clin Electrophysiol, 13(12 Pt 2), 1761-1765.
  • Liu, J., Drutz, C., Kumar, R., McVicar, L., Weinberger, R., Brooks, D., Salbach, N.M. (2008). Use of the six-minute walk test poststroke: Is there a practice effect? Arch Phys Med Rehabil., 89(9), 1686-1692.
  • McGavin, C. R., Gupta, S. P., & McHardy, G. J. (1976). Twelve-minute walking test for assessing disability in chronic bronchitis. Br Med J, 1(6013), 822-823.
  • Montgomery, P. S., & Gardner, A. W. (1998). The clinical utility of a six-minute walk test in peripheral arterial occlusive disease patients. J Am Geriatr Soc, 46(6), 706-711.
  • Pang, M. Y., Eng, J. J., & Dawson, A. S. (2005). Relationship between ambulatory capacity and cardiorespiratory fitness in chronic stroke: influence of stroke-specific impairments. Chest, 127(2), 495-501.
  • Pankoff, B., Overend, T., Lucy, D., & White, K. (2000). Validity and responsiveness of the 6 minute walk test for people with fibromyalgia. J Rheumatol, 27(11), 2666-2670.
  • Pankoff, B. A., Overend, T. J., Lucy, S. D., & White, K. P. (2000). Reliability of the six-minute walk test in people with fibromyalgia. Arthritis Care Re, 13(5), 291-295.
  • Patterson, S. L., Forrester, L. W., Rodgers, M. M., Ryan, A. S., Ivey, F. M., Sorkin, J. D., et al. (2007). Determinants of walking function after stroke: differences by deficit severity. Arch Phys Med Rehabil, 88(1), 115-119.
  • Pearson, O. R., Busse, M. E., van Deursen, R. W., & Wiles, C. M. (2004). Quantification of walking mobility in neurological disorders. QJM, 97(8), 463-475.
  • Rossier, P., & Wade, D. T. (2001). Validity and reliability comparison of 4 mobility measures in patients presenting with neurologic impairment. Arch Phys Med Rehabil, 82(1), 9-13.
  • Sakai, T., Tanaka, K., & Holland, G. J. (2002). Functional and locomotive characteristics of stroke survivors in Japanese community-based rehabilitation. Am J Phys Med Rehabil, 81(9), 675-683.
  • Salbach, N. M., Mayo, N. E., Wood-Dauphinee, S., Hanley, J. A., Richards, C. L., & Cote, R. (2004). A task-orientated intervention enhances walking distance and speed in the first year post stroke: a randomized controlled trial. Clin Rehabil, 18(5), 509-519.
  • Solway, S., Brooks, D., Lacasse, Y., Thomas, S. (2001). A qualitative systematic overview of the measurement properties of functional walk tests used in the cardiorespiratory domain. Chest,119, 256-270.
  • Steele, B. G., Holt, L., Belza, B., Ferris, S., Lakshminaryan, S., & Buchner, D. M. (2000). Quantitating physical activity in COPD using a triaxial accelerometer. Chest, 117(5), 1359-1367.
  • Tang, A., Sibley, K. M., Bayley, M. T., McIlroy, W. E., & Brooks, D. (2006). Do functional walk tests reflect cardiorespiratory fitness in sub-acute stroke? J Neuroeng Rehabil, 3, 23.
  • Teixeira da Cunha-Filho, I., Henson, H., Qureshy, H., Williams, A. L., Holmes, S. A., & Protas, E. J. (2003). Differential responses to measures of gait performance among healthy and neurologically impaired individuals. Arch Phys Med Rehabil, 84(12), 1774-1779.
  • Tanne, D., Tsabari, R., Chechik, O., Toledano, A., Orion, D., Schwammenthal, Y., et al. (2008) Improved exercise capacity in patients after minor ischemic stroke undergoing a supervised exercise training program. IMAJ, 10, 113-116.
  • Visintin, M., Barbeau, H., Korner-Bitensky, N., & Mayo, N. E. (1998). A new approach to retrain gait in stroke patients through body weight support and treadmill stimulation. Stroke, 29(6), 1122-1128.

Voir la mesure

Comment obtenir le 6MWT ?

Les instructions détaillées dans ce module concernant l’administration correspondent à des informations suffisantes pour administrer le 6MWT.

En cliquant ici, vous pouvez accéder à une vidéo montrant comment administrer l’outil de mesure.

Table des matières

Three-Minute Walk Test (3MWT)

Évidence révisées en date du

But

S.V.P., se référer au 6 minute walking test (6MWT).

S.V.P, se référer aussi à l’application iWalkAssess: : L’évaluation de la marche informée par une approche basées sur les plus récentes évidences – Cliquer pour le iWalk Toolkit. (disponible en anglais)

Table des matières

Timed Up and Go (TUG)

Évidence révisées en date du 19-08-2008
Auteur(s)* : Lisa Zeltzer, MSc OT ; Geneva Zaino Bsc PT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche

But

Le Timed Up and Go (TUG) est un outil de dépistage utilisé pour tester les capacités de mobilité des patients âgés et frêles (60-90 ans). Le TUG peut être utilisé avec les personnes ayant subi un AVC, mais son usage n’est pas limité à cette clientèle.

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Le TUG est un test de rendement physique général utilisé pour évaluer la mobilité, l’équilibre et le rendement locomoteur chez les personnes âgées avec des troubles d’équilibre. Plus spécifiquement, il évalue la capacité d’effectuer des tâches motrices séquentielles relatives aux capacités de marcher et de tourner (Schoppen, Boonstra, Groothoff, deVries, Goeken, & Eisma, 1999 ; Morris, Morris, & Iansek, 2001).

Versions disponibles

Le test « Get Up and Go » (TUG original) a été développé par Mathias, Nayak et Issacs en 1986.

Le TUG a été publié par Podsiadlo et Richardson en 1991 pour corriger les problèmes de faible fidélité inter-juges observés dans les scores intermédiaires au « Get Up and Go ». Le TUG incorpore le temps comme la composante de mesure pour évaluer l’équilibre et le fonctionnement généraux.

Caractéristiques de l’outil de mesure

Items :

Il n’y a pas vraiment d’items dans le TUG. L’individu doit se mettre debout à partir d’une chaise (qui ne devrait pas être appuyée contre un mur), marcher une distance de trois mètres, se retourner, puis retourner à la chaise en marchant et se rasseoir. Ces tâches doivent être effectuées à une vitesse confortable et sécuritaire (Figure 1). Un essai de pratique est permis pour permettre à l’individu de se familiariser avec la tâche. Le temps mesuré débute avec l’instruction verbale «go» et s’arrête lorsque le client retourne en position assise. L’individu porte ses chaussures régulières. Il est permis d’utiliser une aide à la marche (cane/marchette), mais son usage doit être indiqué dans le formulaire de collecte de données. Aucune assistance physique n’est donnée.

Figure 1.

Le rendement au TUG est coté sur une échelle de 1 à 5, où 1 indique un «fonctionnement normal» et 5 indique un «comportement anormal sévère», selon la perception du risque de tomber de l’individu (Podsiadlo & Richardson, 1991). Le score est constitué du temps pris pour compléter le test, en secondes.

Steffen, Hacker et Mollinger (2002) ont noté que la moyenne des individus en santé entre les âges de 60 et 80 ans complète le TUG en dix secondes ou moins. Les hommes entre les âges de 80-89 ans prennent en moyenne 10 ± 1 secondes pour le compléter et les femmes prennent 11 ± 3 secondes pour le compléter. Les normes formelles n’ont pas encore été établies pour les patients ayant subi un AVC. Les scores seuils standardisés permettant de prédire les risques de chuter n’ont pas encore été établis. Dans une étude, il a été démontré qu’un score seuil plus grand que 13,5 secondes pouvait prédire la chute chez les aînés frêles vivant dans la communauté, mais ce score n’a pas été vérifié dans les autres études (Shumway-Cook et al., 2000).

Score et interprétation du TUG
Score Interprétation
< 10s Indépendance complète

Avec ou sans aide de marche lors du déplacement et des transferts.

< 20s Indépendance pour les principaux transferts

Avec ou sans aide de marche, indépendance pour les transferts de base à la douche ou au bain et capacité à monter la plupart des escaliers et aller dehors seul.

> 30s Assistance requise

Dépendance dans la plupart des activités.

(Adapté de Podsiadlo & Richardson, 1991)

Sous-échelles :

Aucune typiquement documentée.

Équipment :

Le TUG ne requière pas d’équipement spécialisé et peut donc être accompli en communauté ou dans un cadre institutionnel.

  • Chaise standard avec appuis-bras (avec hauteur du siège de 46 cm et hauteur des appuis-bras de 65 cm).
  • Ruban à mesurer.
  • Ruban de couleur brillante ou cône pour marquer le trajet de trois mètres.
  • Trajet de trois mètres libre d’obstructions.
  • Chronomètre ou montre ayant une aiguille trotteuse pour mesurer la durée du rendement.

Formation :

Une formation minimale est nécessaire pour coter le test ou interpréter les résultats. L’évaluateur devrait être attentif aux problèmes de sécurité possibles durant les déplacements des individus ayant subi un AVC.

Temps d’administration requis :

Le TUG requière une à deux minutes à administrer (Finch, Brooks, Stratford, & Mayo, 2002).

Versions alternatives du TUG

  • TUG Cognitive Shumway-Cook, Brauer, & Woollacott,2000). Dans le TUG Cognitive, les patients doivent compléter la tâche tout en comptant à l’envers à partir d’un nombre sélectionné au hasard entre 20 et 100.
  • TUG Manual (Lundin-Olsson et al., 1998). Dans le TUG Manual, les patients doivent compléter la tâche tout en transportant un verre d’eau rempli. Lundin-Olsson et al. (1998) ont noté que les personnes âgées frêles qui avaient une différence de temps de plus de 4,5 secondes entre le TUG Manual et le TUG avaient plus de risque de tomber durant les prochains six mois.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec:

Les patients ayant subi un AVC.

  • Le TUG peut être utilisé avec la clientèle gériatrique de plus de 65 ans avec n’importe quel diagnostique (ex. arthrite, AVC, vertiges, maladie de Parkinson, maladies cérébelleuses et déconditionnement général (Shumway-Cook & Woollacott, 2001 ; Hayes & Johnson, 2003 ;Morris et al., 2001).
  • Le TUG peut aussi être utilisé chez les patients de plus de 18 ans avec un diagnostic neurologique aigu (Shumway-Cook & Woollacott, 2001).
  • Les clients doivent être capables de marcher approximativement six mètres avec ou sans l’assistance d’une autre personne.
  • Les clients doivent avoir une vision suffisante pour pouvoir marcher sur la ligne de trois mètres.
  • Les gens qui ne parlent pas anglais doivent recevoir une traduction appropriée.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Le TUG n’est pas approprié pour les clients avec déficits cognitifs sévères qui les empêchent de comprendre les tâches. Rockwood,Awalt, Carver et MacKnight (2000) ont aussi noté que 35,5% des personnes âgées frêles avec des déficits cognitifs étaient incapable d’effectuer physiquement le test.
  • Les patients sévèrement affectés tels que ceux qui sont incapables de quitter la position assise. Il peut y avoir un effet de plancher avec ces patients. Dans ces cas, il est possible de considérer le Postural Assessment Scale for Stroke Patients (PASS), qui est créé comme une évaluation de l’équilibre pour les patients ayant subi un AVC, même ceux avec des rendements posturaux plus sévères (Benaim,Pérennou, Villy, Rousseaux, & Pelissier, 1999).
  • Depuis que le TUG est administré par une observation directe de la complétion de la tâche, un répondant proxy ne peut pas le compléter.
  • Le TUG est un outil de mesure limité évaluant quelques aspects de l’équilibre. Pour une mesure plus complète de l’équilibre, le Postural Assessment Scale for Stroke Patients (PASS) (Benaim et al.,1999) et de l’Échelle d’équilibre de Berg (Berg, Wood-Dauphinee,Williams, & Maki, 1992) sont suggérés.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Étant donné la simplicité des instructions, le TUG peut être administré dans différentes langues en utilisant des traductions informelles (Tremblay, Savard, Casimiro, & Tremblay, 2004).

Sommaire

Que mesure l’outil ? La mobilité et l’équilibre de base chez les patients âgés et frêles.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les patients âgés (60-90 ans), les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage
Temps d’administration 1-2 minutes
Versions TUG Cognitive, TUG Manual.
Langues Peut être complété dans toutes les langues.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du TUG.

Test-retest :
Sept études ont examiné la fidélité test-retest du TUG.

Intra-juge :
Deux études ont examiné la fidélité intra-juge du TUG.

Inter-juges :
Cinq études ont examiné la fidélité inter-juges du TUG et une n’a relevé aucune différence significative dans la cotation entre les deux évaluateurs, ce qui suggère une haute fidélité inter-juges.

Validité Contenu :
Non disponible.

Critère :
Aucun étalon de mesure n’existe pour comparer le TUG.

Prédictive :
Il a été noté que le TUG pouvait prédire le placement dans une maison de soins et les risques de chute.

Construit :
Excellentes corrélations entre le TUG et les outils de mesure de la vitesse de marche tels que l’Older Americans Resources and Services Instrumental Activities of Daily Living Scale (OARS IADL), l’OARS Activities of Daily Living (OARS ADL), la Frailty Scale, l’Échelle d’équilibre de Berg, la Tinetti Balance Scale, (une étude a relevé une corrélation adéquate) et le 6-Minute Walk Test (6MWT). Des corrélations adéquates ont été relevées avec l’Indice de Barthel, la Mesure de l’indépendance fonctionnelle, la Groningen Activity Restriction Scale et le Sickness Impact Profile.

Groupes connus :
Le TUG peut distinguer les patients âgés utilisant différentes aides de marche, les patients qui ont des déficits cognitifs, les patients atteints de la maladie de Parkinson qui prennent le médicament levodopa, ceux qui ne prennent pas le levodopa, et il peut faire la distinction entre les personnes âgées en santé et les personnes ayant subi un AVC.

Est-ce que l’outil est sensible aux changements ?

Dans une étude, 35,5 % des individus âgés et frêles ayant des déficits cognitifs étaient incapables d’effectuer physiquement le test, ce qui peut indiquer un grand effet de plancher.

Le TUG a été développé comme un outil de dépistage capable de détecter le changement ; une autre étude a relevé que sur un certain nombre d’outils de mesure évaluant la vitesse de marche, le TUG était le meilleur pour détecter le changement.

Acceptabilité Le TUG est un outil court et simple qui prend seulement quelques minutes à compléter. Il ne requière seulement que quelques mouvements de base. Il a été noté que le TUG était moins fiable chez les patients avec des déficits cognitifs.
Faisabilité Le TUG ne requière aucun équipement spécialisé. Même si seule une formation minimale est requise, l’évaluateur doit être attentif aux problèmes de sécurité durant les déplacements des individus ayant subi un AVC.
Comment obtenir l’outil ? Le TUG peut être obtenu en contactant la personne qui a développé l’outil, Diane Podsiadlo, CLSC NDG, 2525 Boulevard Cavendish, Bureau 110, Montreal, QC,
H4B 2Y4.

Propriétés psychométriques

Résumé

Il y a un peu d’articles publiés concernant la fidélité et la validité du TUG chez les patients ayant subi un AVC. Pour les besoins de cette revue, une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques du TUG.

Effets de plancher et de plafond

Rockwood et al. (2000) ont noté que 35,5 % des individus âgés et frêles ayant des déficits cognitifs étaient incapables d’effectuer physiquement le test. Cela peut être indicatif de la présence d’un grand effet de plancher dans le TUG.

Fidélité

Cohérence interne :
Non documentée.

Test-retest :
Podsiadlo et Richardson (1991) ont relevé une excellente fidélité test-retest du TUG chez les patients âgés et frêles (CCI = 0,99).

Steffen et al. (2002) ont administré le TUG à 97 personnes âgées vivant dans la communauté. La fidélité test-retest du TUG était excellente pour cette population (CCI = 0,97).

Thompson et Medley (1995) ont examiné la fidélité test-retest du TUG chez les patients âgés qui n’avaient aucun problème de santé et ont relevé d’excellentes corrélations test-retest allant de 0,81 à 0,99.

Rockwood et al. (2000) ont examiné la fidélité test-retest du TUG dans le cadre de la Canadian Study of Health and Aging. Une fidélité test-retest adéquate a été relevée pour tous les participants (CCI = 0,56), pour les individus qui n’avaient pas de déficit cognitif seulement (CCI = 0,50) et pour les individus avec des déficits cognitifs seulement (CCI = 0,56). Les résultats de cette étude sont considérablement plus bas que les résultats des études précédentes ayant évalué la fidélité test-retest du TUG chez les patients âgés. Les auteurs suggèrent que cela est dû au fait que, contrairement aux autres études similaires, ils n’avaient pas exclu les patients instables au niveau médical de leur étude. De plus, ils n’ont pas contrôlé certains facteurs (ex. Le temps et le contexte de la seconde administration du TUG).

Morris et al. (2001) ont examiné la fidélité test-retest du TUG chez 12 patients avec la maladie de Parkinson et chez 12 sujets qui n’avaient pas la maladie. Les patients étaient filmés et chronométrés par deux évaluateurs expérimentés. Trois cliniciens expérimentés et trois cliniciens inexpérimentés évaluaient les vidéos plus tard. Il a été noté que la fidélité test-retest du TUG était excellente (allant de r = 0,87 à r = 0,99).

Flansbjer, Holmback, Downham, Patten, et Lexell (2005) ont évalué la fidélité test-retest du TUG chez 50 patients post-AVC avec de l’hémiparésie chronique légère à modérée. Les patients faisaient le TUG deux fois, avec 7 jours entre chaque évaluation. La fidélité test-retest du TUG était excellente (CCI = 0,96).

Ng et Hui-Chan (2005) ont administré le TUG à 10 sujets âgés en santé et 10 patients avec un AVC chronique deux fois, au même moment de la journée, lors de jours différents de la même semaine. Les résultats ont montré une excellente fidélité test-retest pour les individus âgés en santé (CCI = 0,97) et les patients ayant subi un AVC (CCI = 0,95). Les résultats de cette étude et ceux de l’étude précédente par Flansbjer et al. (2005) suggèrent que le TUG est un outil de mesure fiable pour les patients ayant subi un AVC.

Intra-juge :
Podsiadlo et Richardson (1991) ont noté que le TUG démontrait une excellente fidélité intra-juge chez les individus frêles et âgés (CCI = 0,99).

Schoppen et al. (1999) ont examiné la fidélité intra-juge du TUG chez les patients âgés avec une amputation du membre inférieur. Les patients performaient le TUG pour un observateur à deux différentes occasions avec un intervalle de deux semaines. Une excellente corrélation de Spearman a été observée entres les scores obtenus par le même évaluateur lors des deux visites consécutives (r = 0,93).
Note : Il faut faire attention lorsque ces résultats sont interprétés, car la corrélation de Spearman n’est pas la méthode la meilleure pour évaluer la fidélité intra-juge et elle pourrait avoir produit des coefficients de fidélité plus élevés qu’une analyse plus appropriée.

Inter-juges :
Podsiadlo et Richardson (1991) ont comparé la fidélité inter-juges du TUG, du TUG Manual et du TUG Cognitive en utilisant des comparaisons faites par trois évaluateurs durant un même jour. D’excellentes fidélités inter-juges ont été relevées pour le TUG (CCI = 0,98), le TUG Manual (CCI = 0,99) et le TUG Cognitive (CCI = 0,99).

Siggeirsdottir, Jonsson, Jonsson et Iwarsson (2002) ont examiné la fidélité inter-juges du TUG chez 31 individus âgés dans une maison de retraite. Aucune différence significative n’a été notée entre les deux évaluateurs (différence moyenne = 0,04s). Les résultats de cette étude suggèrent que le TUG a une grande fidélité inter-juges.

Norén, Bogren, Bolin et Stenstrom (2001) ont examiné la fidélité inter-juges du TUG chez les patients avec de l’arthrite périphérique. La fidélité inter-juges parmi trois physiothérapeutes était excellente (CCI = 0,97).

Schoppen et al. (1999) ont examiné la fidélité inter-juges du TUG chez les patients âgés avec une amputation du membre inférieur. Le test était effectué pour deux observateurs à différents moments de la journée. Une corrélation de Spearman excellente a été relevée entre les scores pour les deux observateurs (r = 0,96), ce qui démontre l’excellente fidélité inter-juges du TUG.
Note : Il faut faire attention lorsque ces résultats sont interprétés, car la corrélation de Spearman n’est pas la méthode la meilleure pour évaluer la fidélité inter-juges et elle pourrait avoir produit des coefficients de fidélité plus élevés qu’une analyse plus appropriée.

Morris et al. (2001) ont examiné la fidélité inter-juges du TUG en utilisant trois évaluateurs expérimentés et trois évaluateurs inexpérimentés. Chaque évaluateur regardait la séquence de rendements de 12 patients atteints de la maladie de Parkinson ainsi que 12 patients de comparaison, à partir de vidéos. Les évaluateurs regardaient les vidéos de manière indépendante au moins une semaine après l’évaluation. Les CCIs étaient excellents pour les évaluateurs expérimentés et inexpérimentés, allant de r = 0,87 à r = 0,99. Les résultats de cette étude démontrent l’excellente fidélité inter-juges du TUG chez les patients atteints de la maladie de Parkinson.

Validité

Contenu :

Non disponible.

Critère :

Aucun étalon de mesure n’existe pour comparer le TUG.

Prédictive :
Nikolaus, Bach, Oster et Schlierf (1996) ont examiné les éléments prédicteurs de la mort, du placement en maison de soin et de l’admission à l’hôpital chez 135 patients admis dans un hôpital gériatrique puis retournés à la maison. Dans une analyse de régression logistique, il a été noté que les scores au TUG obtenus initialement étaient un élément prédicteur indépendant pour le placement en maison de soins.

Schwartz et al. (1999) ont noté que, dans un échantillon de femmes âgées mexicano-américaines, celles avec les meilleures et les pires rendements au TUG avaient plus de risque de tomber que celles avec des rendements modérés.

Whitney, Marchetti, Schade et Wrisley (2004) ont noté que les patients avec des troubles vestibulaires et des antécédents de chutes qui obtenaient un score > 11,1 secondes au TUG avaient eu cinq fois plus de risques de chuter dans les 6 mois précédents.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Rockwood et al. (2000) ont examiné la validité convergente et discriminante du TUG en utilisant les données de la phase 2 de la Canadian Study of Health and Aging. La validité discriminante a été évaluée en comparant le TUG à d’autres évaluations fonctionnelles incluant : l’Older Americans Resources and Services Instrumental Activities of Daily Living Scale (OARS IADL) et l’OARS Activities of Daily Living (OARS ADL) (Fillenbaum & Smyer, 1981), la Cumulative Illness Rating Scale (CIRS) (Linn, Linn, & Gurel, 1968), et la Frailty Scale (développé pour la Canadian Study of Health and Aging-2) en utilisant des corrélations de Spearman. Le TUG a démontré d’excellentes corrélations avec le OARS ADL pour tous les participants ainsi que pour les participants avec des déficits cognitifs seulement (respectivement, r = -0,69 et r = -0,72). Le OARS IADL avait aussi des excellentes corrélations avec le TUG pour tous les participants et pour les participants avec des déficits cognitifs seulement (respectivement, r = -0,70 et r = -0.70). Le TUG avait aussi des corrélations excellentes avec la Frailty Scale pour tous les participants (r = 0,60). Certaines corrélations sont négatives, car un score haut au TUG indique un fonctionnement anormal, alors qu’un haut score à certains des autres outils de mesure indique un meilleur rendement. Le TUG corrélait faiblement avec le CIRS (corrélations allant de r = 0,22 à 0,26).

Berg, Maki, Williams, Holliday, et Wood-Dauphinee (1992) ont comparé les scores d’outils de mesure cliniques et de tests en laboratoire de l’équilibre et de la mobilité chez 31 sujets âgés.

Une corrélation adéquate entre le TUG et l’Indice de Barthel a été relevée (r = 0,48). Des excellentes corrélations entre le TUG et l’Échelle d’équilibre de Berg (r = -0,76) et entre le TUG et la Tinetti Balance Scale (Tinetti, 1986) (r = 0,74) ont aussi été observées (certaines corrélations sont négatives parce qu’un haut score au TUG indique un fonctionnement anormal, alors qu’un haut score à d’autres outils de mesure indique une meilleure santé).

Podsiadlo et Richardson (1989) ont examiné la validité convergente du TUG chez les individus âgés frêles. Ils ont relevé une excellente corrélation entre le TUG et l’Échelle d’équilibre de Berg (r = -0,72), une adéquate corrélation entre le TUG et la vitesse de marche ainsi qu’une adéquate corrélation entre le TUG et l’Indice de Barthel (r = -0,51).

Brooks, Davis et Naglie (2006) ont examiné la validité de construit du TUG et de deux autres outils de mesure du rendement physique chez 52 individus âgés et frêles. Les corrélations entre le TUG et la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (Keith, Granger, Hamilton, & Sherwin, 1987) étaient adéquates lors de l’admission (r = -0,59) et lors de la décharge (r = -0,42). Les corrélations sont négatives parce qu’un score haut au TUG indique un fonctionnement anormal alors qu’un haut score sur la Mesure de l’indépendance fonctionnelle indique une indépendance fonctionnelle.

Schoppen et al. (1999) ont examiné la validité du TUG en le comparant à la Sickness Impact Profile-68 item scale (de Bruin, Diederiks, de Witte,Stevens, & Philipsen, 1994) et à la Groningen Activity Restriction Scale (GARS) (Kempen, Doeglas, & Suurmeijer, 1993) chez 32 patients âgés de plus de 60 ans avec une amputation unilatérale transtibiale ou transfémorale causée par une maladie vasculaire périphérique. Une corrélation de Spearman adéquate a été relevée entre le TUG et la Groningen Activity Restriction Scale (r = 0,39). Le TUG corrélait aussi adéquatement avec le score total au SicknessImpact Profile (r = 0,40) et avec le score de contrôle de la gamme de mobilité (r =0,46 et 0,36). Des faibles corrélations entre le TUG et les sous-échelles de l’«autonomie psychique et communication» (r = 0,31), du «comportement social» (r = 0,19), et de la «stabilité émotionnelle» (r = -0,04) du Sickness Impact Profile ont été notées. Les résultats confirment que le TUG n’est pas une réflexion sur le fonctionnement mental. Noren et al. (2001) ont administré des outils d’évaluation de l’équilibre variés à 65 patients avec de l’arthrite périphérique et ont relevé que l’Échelle d’équilibre de Berg et le TUG avaient une excellente corrélation (rhp de Spearman = -0,83). La corrélation est négative, car un haut score sur l’Échelle d’équilibre de Berg indique un équilibre normal, alors qu’un haut score au TUG indique un fonctionnement anormal.

Ng et Hui-Chan (2005) ont administré le TUG à dix participants âgés en santé et 11 participants avec un AVC en phase chronique. Des analyses de corrélations de Spearman ont été conduites pour examiner la validité convergente et discriminante du TUG avec d’autres mesures variées. Une association significative entre le TUG et la spasticité des fléchisseurs plantaires de la cheville des jambes affectées et non affectées n’a été observée. Une excellente corrélation entre le TUG et la torsion en flexion plantaire maximale générée par une contraction isométrique volontaire maximale des fléchisseurs plantaires affectés a été notée (r = -0,86). Cependant, le TUG ne corrélait pas avec les autres paramètres de contraction maximale volontaire isométrique mesurés. Des corrélations négatives excellentes ont été relevées entre le TUG et la vitesse de marche chez les participants en santé et les patients ayant subi un AVC (respectivement, r = -0,98 et r = -0,99). Pour les autres paramètres de marche, la longueur des pas des jambes affectées et non-affectées avaient des corrélations excellentes avec le TUG (allant de r = -0,67 à r = -0,80). Une excellente corrélation a été relevée entre la distance couverte durant le 6-Minute Walk Test (6MWT) (Guyatt et al., 1985) et le TUG (r = -0,96). Certaines corrélations sont négatives, car un score haut au TUG indique un fonctionnement anormal alors qu’un score haut aux autres mesures indique un haut niveau de rendement.

Flansbjer et al. (2005) ont examiné six tests qui évalue le rendement de la marche chez des patients avec de l’hémiparésie légère à modérée post-AVC (Vitesse de marche confortable, Vitesse de marche rapide, Monter des escaliers, Descendre des escaliers, 6-Minute Walk Test). Ils ont relevé d’excellentes corrélations entre le TUG et les autres mesures du rendement de la marche, qui étaient mesurés deux fois à 7 jours d’intervalles. Les corrélations allaient de r = -0,84 à r = -0,92 (Ces corrélations sont négatives, car un score haut au TUG indique un fonctionnement anormal alors qu’un score haut aux autres mesures de marche indique un rendement normal). Selon les résultats de cette étude et ceux de l’étude par Ng et Hui-Chan (2005), le TUG semble être un outil de mesure valide pour l’usage chez les patients ayant subi un AVC.

Groupes connus :
Brooks et al. (2006) ont examiné la validité de construit du TUG chez 52 frêles personnes âgées. Ils ont noté que le TUF pouvait distinguer les patients qui utilisaient différentes aides de marche. Berg et al. (1992) ont noté que le TUG arrivait à faire la distinction entre les personnes âgées qui marchaient avec une aide (canne ou marchette) et les individus qui n’utilisaient pas d’aide de marche (effet de taille = 1,02).

Rockwood et al. (2000) ont examiné la validité du TUF en utilisant les données de la phase deux de la Canadian Study of Health and Aging. Ils ont noté que les clients qui n’avaient pas de déficits cognitifs pouvaient effectuer le TUG plus rapidement que les clients qui avaient un déficits cognitifs (12 secondes versus 15 secondes, en moyenne).

Morris et al. (2001) ont noté que le TUG pouvait faire la distinction entre les patients atteints de la maladie de Parkinson qui prenaient le médicament nommé levodopa et ceux qui ne prenaient pas le médicament, lorsqu’ils étaient comparés aux individus qui n’avaient pas la maladie.

Ng et Hui-Chan (2005) ont noté que le TUG pouvait faire la distinction entre les individus âgés en santé et les patients ayant subi un AVC (Le temps moyen pour compléter le temps était de 9,1 secondes pour les individus en santé alors qu’il était de 22,6 secondes pour les patients ayant subi un AVC).

Sensibilité et Spécificité :

Shumway-Cook, Brauer et Woollacott (2000) ont comparé la spécificité du TUG pour prédire les chutes chez les personnes âgées vivant dans la communauté. Le TUG a classifié correctement 13/15 des gens qui avaient chuté (87% de sensibilité) et 13/15 des gens qui n’avaient pas chuté (87% de spécificité). Ces résultats suggèrent que le TUG est un outil sensible et spécifique permettant d’identifier les individus âgés qui sont à risque de chute.

Whitney, Marchetti, Schade et Wrisley (2004) ont examiné la sensibilité et la spécificité du TUG en utilisant les dossiers de 103 patients avec des troubles vestibulaires et des antécédents de chute. La sensibilité (80%) et la spécificité (56%) ont été calculées pour les scores au TUG > que 11,1 secondes.

Sensibilité au changement

Brooks, Davis et Naglie (2006) ont examiné la sensibilité au changement du TUG chez 52 personnes âgées et frêles. Le TUG a démontré une grande sensibilité au changement causé par une intervention qui s’est fait entre l’admission et la décharge avec une moyenne standardisée de réponses de 1,1.

Flansbjer et al. (2005) ont examiné la sensibilité au changement du TUG chez 50 individus ayant subi un AVC. La plus petite différence réelle représentant le plus petit changement indiquant une vraie amélioration (clinique) était petite (plus petite différence réelle = 23%). En d’autres mots, le TUG peut être utilisé pour détecter les petits changements cliniquement significatifs

Salbach et ses collègues (2001) ont déterminé quel était l’outil de mesure de la vitesse de marche plus sensible au changement parmi une variété d’outils, chez 50 patients en post-AVC présentant des déficits de marche. Le TUG a démontré un changement significatif allant de 8 à 38 jours post-AVC (réponse moyenne standardisée = 0,73). Cependant, il y avait des difficultés significatives à obtenir les scores, car les patients n’arrivaient pas tous à compléter le test les deux fois. La réponse moyenne standardisée reflète des scores seulement pour les sujets qui étaient capables d’effectuer le test. La sensibilité au changement du TUG variait aussi dépendamment du groupe de patients testé. Dans le groupe modéré, le TUG était coté comme le troisième outil le plus sensible au changement après le 5-minute Walk Test (5mWT) (vitesse maximum) et le 5mWT (vitesse confortable). Dans le groupe rapide, le TUG a été coté comme le deuxième outil le plus sensible au changement après le 5mWT.

Références

  • Berg, K. O., Maki, B. E., Williams, J. I., Holliday, P. J., Wood-Dauphinee, S. L. (1992). Clinical and laboratory measures of postural balance in an elderly population. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 73, 1073-1080.
  • Berg, K., Wood-Dauphinee, S. L., Williams, J. I., Maki, B. E. (1992). Measuring balance in the elderly: Validation of an instrument. Canadian Journal of Public Health, 83(S2), S7-11.
  • Berg, K.O., Wood-Dauphinee, S., Williams, J. L., Maki, B. (1989). Measuring balance in the elderly: Validation of an instrument. Physiotherapy Canada, 41(6), 304-311.
  • Benaim, C., Perennous, D. A., Villy, J., Rousseaux, M., Pelissier, J. Y. (1999). Vaidation of a standardized assessment of postural control in stroke patients. Stroke, 30, 1862-1868.
  • Bourbonnais, D., Bilodeau, S., Lepage, Y., Beaudoin, N., Gravel, D., Forget, R. (2002). Effect of force-feedback treatments in patients with chronic motor deficits after a stroke. American Journal of Physical Medicine and Rehabilitation, 81, 890-897.
  • Brooks, D., Davis, A., Naglie, G. (2006). Validity of 3 physical performance measures in inpatient geriatric rehabilitation. Arch Phys Med Rehabil, 87, 105-110.
  • Cattaneo, D., Regola, A., Meotti, M. (2006). Validity of six balance disorders scales in persons with multiple sclerosis. Disability & Rehabilitation. 28(12), 789-795.
  • de Bruin, A. F., Diederiks, J. P. M., de Witte de, L. P., Stevens, F. C. J., Philipsen, H. (1994). The development of short generic version of the Sickness Impact Profile. J Clin Epidemiol, 47, 407-418.
  • Fillenbaum, G. G., Smyer, M. A. (1981). The development, validity, and reliability of the OARS multidimensional functional assessment questionnaire. J Gerontol, 36, 428-434.
  • Finch, E., Brooks, D., Stratford, P. W., Mayo, N. E. (2002). Physical Rehabilitations Outcome Measures. A Guide to Enhanced Clinical Decision-Making (second ed.), Canadian Physiotherapy Association, Toronto.
  • Flansbjer, U., Holmback, A. M., Downham, D., Patten, C., Lexell, J. (2005). Reliability of gait performance tests in men and women with hemiparesis after stroke. J Rehabil Med, 37, 75-82.
  • Guyatt, G. H., Sullivan, M. J., Thompson, P. J. Fallen, E. L., Pugsley, S. O., Taylor, D. W., Berman, L. B. (1985). The 6-minute walk: a new measure of exercise capacity in patients with chronic heart failure. Can Med Assoc J, 132, 919-923.
  • Hayes, K., Johnson, M. (2003). Measures of Adult General Performance Tests. Arthritis & Rheumatism (Arthritis Care & Research), 49(5S), S28-S42.
  • Keith, R. A., Granger, C. V., Hamilton, B. B., Sherwin, F. S. (1987). The functional independence measure: A new tool for rehabilitation. Adv Clin Rehabil, 1, 6-18.
  • Kempen, M., Doeglas. D. M., Suurmeijer, M. (1993). Het meten van problemen met zelfredzaamheid op verzorgend en huishoudelijk gebied met de Groningen Activiteiten Restrictie Schaal (GARS): een handleiding. Groningen, The Netherlands: Noordeliik Centrum voor Gezondheidsvraagstukken, NCG.
  • Linn, B. S., Linn, M. W., Gurel, L. (1968). Cumulative Illness Rating Scale. J Am Geriatr Soc, 16, 622-626.
  • Lundin-Olsson, L., Nyberg, L., Gustafson, Y. (1998). Attention, frailty, and falls: The effect of a manual task on basic mobility. Journal of the American Geriatric Society, 46, 758-761.
  • Mathias, S., Nayak, U. S., Isaacs, B. (1986). Balance in elderly patients: The « Get-Up and Go » test. Arch Phys Med Rehabil, 67, 387-389.
  • Morris, S., Morris, M. E., Iansek, R. (2001).Reliability of measurements obtained with the Timed « Up & Go » test in people with Parkinson disease. Physical therapy, 81(2), 810-818.
  • Ng, S. S., Hui-Chan, C. W. (2005). The Timed Up & Go test: its reliability and association with lower-limb impairments and locomotor capacities in people with chronic stroke. Arch Phys Med Rehabil. 86(8), 1641-1647.
  • Nikolaus, T., Bach, M., Oster, P., Schlierf, G. (1996). Prospective value of self-report and performance-based tests of functional status for 18-month outcomes in elderly patients. Aging Clin Exp Res, 8, 271-276.
  • Norén, A. M., Bogren, U., Bolin, J., Stenstrom, C. (2001). Balance assessment in patients with peripheral arthritis: Applicability and reliability of some clinical assessments. Physiother Res Int, 6, 193-204.
  • Podsiadlo, D., Richardson, S. (1991). The Timed « Up & Go »: A test of basic functional mobility for frail elderly persons. J Am Geriatr Soc, 39, 142-148.
  • Rockwood, K., Awalt, E., Carver, D., MacKnight, C. (2000). Feasibility and measurement properties of the functional reach and the Timed Up and Go tests in the Canadian study of health and aging. J Gerontol A Biol Med Sci, 55A, M70-73.
  • Salbach, N., Mayo, N., Higgins, J., Ahmed, S., Finch, L., Richards, C. (2001) Responsiveness and predictability of gait speed and other disability measures in acute stroke. Phys Med Rehabil, 82, 1204-1212.
  • Schoppen, T., Boonstra, A., Groothoff, J. W., de Vries, J., Goeken, L. N., Eisma, W. H. (1999). The Timed « Up and Go » test: reliability and validity in persons with unilateral lower limb amputation. Arch Phys Med Rehabil, 80, 825-828.
  • Schoppen,T., Boonstra, A., Groothoff, J. W., de Vries, J., Goeken, L. N., Eisma, W. H. (2003). Physical, mental, and social predictors of functional outcome in unilateral lower-limb amputees. Archives of Physical and Medical Rehabilitation, 84, 803-811.
  • Schwartz, A. V.,Villa, M. L.,Prill, M., Kelsey, J. A., Galinus, J. A., Delay, R. R., Nevitt, M. C., Bloch, D. A., Marcus, R., Kelsey, J. L. (1999). Falls in older Mexican-American women. J Am Geriatr Soc, 47, 1371-1378.
  • Siggeirsdottir, K., Jonsson, B. Y., Jonsson, H., Iwarsson, S. (2002). The « Timed Up & Go » is dependent on chair type. Clinical Rehabilitation, 16(6), 609-616.
  • Shumway-Cook, A., Brauer, S., Woollacott, M. (2000). Predicting the probability for falls in community-dwelling older adults using the Timed Up & Go Test. Phys Ther, 80, 896-903.
  • Shumway-Cook, A., Woollacott, M. H. (2001). Motor Control: Theory and Practical Applications (second Ed). Lippincott Williams & Wilkins. pp272-273.
  • Steffen, T. M., Hacker, T. A., Mollinger, L. (2002). Age-and gender-related test performance in community-dwelling elderly people: Six-Minute Walk Test, Berg Balance Scale, Timed Up & Go Test, and gait speeds. Phys Ther, 82(2), 128-137.
  • Thompson, M., Medley, A. (1995). Performance of Community Dwelling Elderly on the Timed Up and Go test. Physical and occupational therapy in geriatrics, 13, 17-30.
  • Tinetti, M. E. (1986). Performance-oriented assessment of mobility problems in elderly patients, J Am Geriatr Soc, 34, 119-126.
  • Tremblay, L. E., Savard, J., Casimiro, L., Tremblay, M. (2004). Repertoire des Outils d’Evaluation en Francais pour la Readaptation, Regroupement des intervenantes et intervenants francophones en sante et enservices sociaux de l’Ontario, Ottawa.
  • Whitney, S. L., Marchetti, G. F., Schade, A., Wrisley, D. M. (2004). The sensitivity and specificity of the Timed « Up & Go » and the dynamic gait index for self-reported falls in persons with vestibular disorders. Journal of Vestibular Research, 14(5), 397-409.

Voir la mesure

Comment obtenir le TUG

Le TUG peut être obtenu en contactant la personne qui l’a développé, Diane Podsiadlo, CLSCNDG, 2525 Boulevard Cavendish, Bureau 110, Montréal, QC, H4B 2Y4.

En cliquant ici, il est possible d’accéder à un vidéo montrant comment administrer l’outil de mesure.

Table des matières

Twelve-Minute Walk Test (12MWT)

Évidence révisées en date du

But

S.V.P., se référer au 6 minute walking test (6MWT).

S.V.P, se référer aussi à l’application iWalkAssess: : L’évaluation de la marche informée par une approche basées sur les plus récentes évidences – Cliquer pour le iWalk Toolkit (disponible en anglais)

Table des matières

Two-Minute Walk Test (2MWT)

Évidence révisées en date du

But

S.V.P., se référer au 6 minute walking test (6MWT).

S.V.P, se référer aussi à l’application iWalkAssess: : L’évaluation de la marche informée par une approche basées sur les plus récentes évidences – Cliquer pour le iWalk Toolkit. (disponible en anglais)

Table des matières
Sondage