Arnadottir OT-ADL Neurobehavioural Evaluation (A-ONE)

Évidence révisées en date du 09-01-2012
Auteur(s)* : Annabel McDermott, OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Version française en traduction libre : Sarah Perrino

But

L’Arnadottir OT-ADL Neurobehavioural Evaluation (A-One) évalue l’impact des déficiences neuro-comportementales sur l’exécution fonctionnelle des activités de la vie quotidienne (AVQ).

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

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

L’Arnadottir OT-ADL Neurobehavioural Evaluation (A-One) est une mesure standardisée et basée sur la performance qui identifie l’impact des déficiences neuro-comportementales sur l’exécution fonctionnelle des AVQ. La mesure permet l’observation des AVQ et l’évaluation du niveau d’assistance nécessaire à la réalisation des AVQ (Arnadottir et coll., 2009). Par conséquent, l’A-ONE fournit au thérapeute une évaluation écologiquement pertinente des conséquences des déficiences neuro-comportementales à travers l’observation clinique des tâches des AVQ, en utilisant une approche “de haut en bas” (basée sur les occupations) (Arnadottir et al., 2009 ; Bottari et al., 2006 ; Carswell et al., 1992 ; Cooke et al., 2006).

L’A-ONE est séparée en deux parties : (a) l’évaluation de l’indépendance de l’individu dans les tâches des AVQ et le type d’assistance dont il a besoin; et (b) l’identification du type et de la sévérité de la déficience neuro-comportementale qui limite l’indépendance de l’individu dans ces tâches (Gardarsdottir & Kaplan, 2002).

L’A-ONE peut être utilisée afin d’assister un thérapeute dans l’établissement de buts et dans la planification du traitement (Gardarsdottir & Kaplan, 2002).

Versions disponibles

L’A-ONE était auparavant nommée l’Arnadottir Occupational Therapy – ADL (OT-ADL) Neurobehavioural Evaluation.

Caractéristiques de l’outil de mesure

Items :

L’A-ONE est constituée de deux échelles : l’Échelle de l’indépendance fonctionnelle, plus communément appelée l’Échelle des activités de la vie quotidienne (échelle des AVQ), et l’Échelle de la déficience neuro-comportementale (échelle DNC).

L’échelle des AVQ mesure 5 domaines des AVQ (l’habillage ; le toilettage et l’hygiène ; les transferts et la mobilité ; l’alimentation ; et la communication) à l’aide de 20 tâches de la vie quotidienne.

    1. L’habillage
    • Mettre un chandail
    • Mettre des pantalons
    • Mettre des bas
    • Mettre des souliers
    • Manipuler des attaches
    1. Toilettage et hygiène
    • Laver son visage
    • Se peigner les cheveux
    • Se brosser les dents
    • Se raser la barbe / se maquiller
    • Exécuter les tâches reliées à la toilette
    • Prendre un bain
    1. Transferts et mobilité
    • Se redresser en position assise dans un lit
    • Transfert à partir de la position assise
    • Se déplacer
    • Transfert à la toilette
    • Transfert au bain
    1. Alimentation
    • Boire à partir d’un verre/ d’une tasse
    • Utiliser ses doigts afin d’apporter la nourriture jusqu’à sa bouche
    • Apporter la nourriture à sa bouche à l’aide d’une fourchette ou d’une cuillère
    • Utiliser un couteau afin de couper et d’étendre
    1. Communication

    L’échelle DNC est constituée d’items qui assistent le thérapeute dans son identification des sites probables de dysfonctions corticales. Cette identification est basée sur ses observations des comportements neurologiques. L’échelle DNC comprend deux sous-échelles:

    1. La sous-échelle spécifique aux déficiences (SSDNC)
    • Apraxie motrice
    • Apraxie idéatoire
    • Négligence du corps unilatérale
    • Relations spatiales
    • Négligence spatiale unilatérale
    • Organisation et séquencement
    • Persévérance
    • Désorientation topographique (transfert et mobilité)
    • Aphasie sensorielle (communication)
    • Anomie (communication)
    • Paraphasie (communication)
    • Aphasie d’expression (communication)
    1. La sous-échelle générale des déficiences (SDNC)
    • Instabilité émotionnelle
    • Apathie
    • Dépression
    • Irritabilité
    • Frustration
    • Agitation
    • Insight
    • Jugement
    • Confusion
    • Attention
    • Distraction
    • Initiative
    • Motivation
    • Délai de performance
    • Mémoire de travail
    • Idée délirante

Description des tâches :

Le thérapeute observe le patient alors qu’il exécute les tâches des AVQ et détermine le niveau d’assistance nécessaire afin que le patient puisse accomplir les tâches (voir la notation plus bas). Les erreurs dans l’exécution des tâches sont une indication de déficience neuro-comportementale sous-jacente. Différentes déficiences neuro-comportementales se manifestent à travers différentes erreurs ou difficultés lors de l’exécution des tâches des AVQ. Le thérapeute observe la présence et la sévérité des déficiences neuro-comportementales, en se fiant sur l’impact qu’a la déficience sur la capacité de l’individu à exécuter les tâches des AVQ de manière indépendante (Gardarsdottir & Kaplan, 2002 ; Arnadottir et al., 2009).

Que considérer avant de commencer :

L’A-ONE devrait être utilisée dans un contexte clinique (Bottari et al., 2006).

Cotation et interprétation du score :

Les échelles AVQ et linéaire neuro-comportementale ont été développées en tant qu’échelles de notation basées sur des critères de type ordinal par application d’analyse Rasch (Arnadottir & Fisher, 2008 ; Arnadottir et al., 2010).

L’échelle des AVQ mesure le besoin d’assistance d’un individu afin qu’il puisse surmonter sa déficience neuro-comportementale durant l’exécution de la tâche des AVQ. Arnadottir et coll. (2008) ont examiné la structure de l’échelle originale à 5 points et ont noté que les seuils étaient désordonnés. Ce désordre fut éliminé lorsque le score 2 (assistance verbale) et le score 3 (supervision) ont été combinés, résultant en une échelle de notation à 4 points:

  • 0 = Besoin d’assistance complète
  • 1= Besoin d’assistance minimale à considérable
  • 2 = Besoin d’assistance verbale/supervision
  • 3 = Indépendant

Les scores peuvent s’additionner d’un domaine des AVQ à un autre, mais le score total des AVQ ne devrait pas être additionné. Les individus ne sont pas pénalisés s’ils utilisent des accessoires d’assistance lors de l’exécution des tâches des AVQ (Arnadottir et coll., 2008).

La notation de l’échelle DNC est basée sur l’étendue de l’interférence qu’a la déficience neuro-comportementale sur l’exécution de la tâche des AVQ, et non la sévérité de la déficience. La plupart des items de la SSDNC sont notés plusieurs fois:

  1. Apraxie motrice*
  2. Apraxie idéatoire*
  3. Négligence unilatérale du corps*
  4. Relations spatiales*
  5. Négligence unilatérale spatiale*
  6. Organisation et séquencement*
  7. Persévérance^
  8. Désorientation topographique (transfert et mobilité)
  9. Aphasie sensorielle (communication)
  10. Anomie (communication)
  11. Paraphasie (communication)
  12. Aphasie expressive (communication)

*Notés 4 fois (durant les tâches des AVQ de l’habillage ; du toilettage et de l’hygiène ; des transferts et de la mobilité ; et de l’alimentation).

^Notée 5 fois (durant toutes les tâches des AVQ).

Les items qui sont notés plus d’une fois sont notés à l’aide d’une échelle de notation ordinale à 5 points, de 0 = la déficience neuro-comportementale particulière n’est pas observée, à 4 = le patient est incapable d’exécuter la tâche à cause de la déficience neuro-comportementale. Tous les autres items (incluant les items de communication de la SSDNC et tous les items de la SDNC sont notés de manière dichotomique: 0= absent ou 1= présent durant l’exécution de la tâche des AVQ (Arnadottir et al., 2009).

Le manuel comprend des définitions conceptuelles et opérationnelles pour tous les items, ainsi que des instructions standardisées et des critères détaillés concernant l’administration et la notation de l’instrument.

Temps :

Le temps requis pour administrer l’A-ONE n’a pas été documenté.

Équipement :

Non documenté.

Versions alternatives de l’évaluation

L’auteur a mis au point plusieurs variations de l’échelle DNC incluant 2 échelles globales et 4 échelles démontrant des qualités psychométriques acceptables spécifique au diagnostic (Arnadottir, 2010):

  • Échelle commune globale (DNC-AVC, 53 items)
  • Échelle courte commune DNC (29 items)
  • Hémisphère gauche AVC (DNC-AVCG, 2 items)
  • Hémisphère droit AVC (DCN-AVCD, 51 items)
  • Type démence Alzheimers (DCN-TDA, 49 items)
  • Démence non spécifiée (DCN-DNS, 40 items)

Les échelles contiennent différents items et une hiérarchie structurale. Ces versions peuvent être utilisées auprès de clientèles présentant différents diagnostics, mais ne devraient pas être utilisées pour comparer entre eux les différents diagnostics (Arnadottir, 2010).

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • L’A-ONE peut être utilisée avec les patients qui ont une démence ou d’autres troubles neurologiques (Gardarsdottir & Kaplan, 2002).

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Puisque l’A-ONE a été développée afin d’être utilisée avec les adultes ayant un trouble neurologique, il n’est pas recommandé de l’utiliser avec des individus présentant un autre diagnostic ou d’autres troubles.

Langues dans lesquelles l’outil est disponible

Anglais et Hollandais

Sommaire

Que mesure l’outil ?

(a) L’indépendance dans les tâches des AVQ et

(b) les déficiences neuro-comportementales qui limitent l’indépendance de l’individu dans les tâches des AVQ

Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Outil d’évaluation
Temps d’administration requis Approximativement 25 minutes sont nécessaires afin d’administrer l’A-ONE.
Temps d’administration requis Approximativement 25 minutes sont nécessaires afin d’administrer l’A-ONE.
Versions

Il n’existe qu’une version de l’échelle des AVQ, mais il existe plusieurs versions de l’échelle neuro-comportementale :

  • Échelle commune globale (DNC-AVC, 53 items)
  • Échelle courte commune DNC (29 items)
  • Hémisphère gauche AVC (DNC-AVCG, 2 items)
  • Hémisphère droit AVC (DCN-AVCD, 51 items)
  • Type démence Alzheimers (DCN-TDA, 49 items)
  • Démence non spécifiée (DCN-DNS, 40 items)

Il existe une version hollandaise de l’A-ONE.

Langues Anglais et Hollandais
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
– Une étude a démontré, à l’aide de l’alpha de Cronbach, que l’échelle des AVQ a une cohérence interne adéquate (α = 0.75-0.79), que l’échelle ÉDSNC a une cohérence interne allant de faible à adéquate (α = 0.69 – 0.75), et que l’échelle NBPIS a une faible cohérence interne (α = 0.59 = 0.63).
– Une étude a démontré, à l’aide d’une analyse de Rasch, une excellente cohérence interne (coefficient de fidélité de séparation des items = 0.98, index de séparation des items 8.02 ; coefficient de fidélité de séparation des personnes = 0.90, index de séparation des personnes = 2.93).

Test-retest :
Une étude a démontré une excellente fidélité test-retest d’une semaine pour l’A-ONE (accord de 0.85 ou plus pour tous les items).

Intra-juge :
Aucune étude n’a examiné la fidélité intra-juge de l’A-ONE

Inter-juges :
Deux études ont démontré une excellente fidélité inter-juges pour l’échelle des AVQ de l’A-ONE (kappa = 0.83; kappa pondéré = 0.90; CCI = 0.98; r de Kendall = 0.92), pour l’échelle NC (kappa = 0.85) ou pour l’échelle ÉDSNC (CCI = 0.93, kappa pondéré = 0.74).

Validité – Une étude a démontré que les items des AVQ sont dans un ordre logique selon la difficulté. Cette étude a aussi noté de grands écarts dans la hiérarchie de difficulté des items pour certaines échelles DNC.
– Une étude a démontré que l’échelle des AVQ ne cible pas les individus avec un haut degré de fonctionnement.
– Une étude a démontré une relation inverse modérée entre les échelles des AVQ et de la déficience neuro-comportementale, à l’aide du coefficient de corrélation de Pearson (r= -0.57).

Contenu :
– La validité de contenu de l’A-ONE est basée sur la revue de la littérature et l’opinion d’experts.
– La validité interne de l’A-ONE est déterminée par l’examen de la qualité de concordance des items, de l’ordre hiérarchique logique des items, du ciblage et par une analyse des principales composantes (APC).
– Une étude a démontré l’unidimensionnalité de l’échelle des AVQ et l’ordre logique hiérarchique des items des AVQ.
– Une étude a démontré l’unidimensionnalité des échelles DNC.

Critères :
Concourante :
Une étude a démontré une excellente corrélation entre l’échelle des AVQ de l’A-ONE et l’Indice de Barthel (r = 0.70), et entre l’A-One et le MMSE (r=0.85).

Prédictive :
Aucune étude n’a démontré la validité prédictive de l’A-ONE.

Construit :
Une étude a démontré que l’échelle des AVQ a 3 facteurs et que l’échelle ÉDSNC a 2 facteurs. Plus tard, une étude a démontré que l’échelle ÉDSNC a un troisième facteur.

Convergente/Discriminante :
Aucune étude n’a examiné la validité convergente ou discriminante de l’A-ONE.

Groupes connus :
– Une étude a démontré qu’il n’existe pas de différence significative dans l’étendue de l’impact d’une déficience neuro-comportementale sur les AVQ entre les patients ayant eu un AVC au côté droit et ceux ayant eu un AVC au côté gauche.
– Une étude a démontré qu’il y a une différence significative entre les adultes ayant eu un AVC droit et gauche selon l’échelle des AVQ et l’échelle ÉDSNC.

Effets plancher/plafond L’échelle des AVQ de l’A-ONE et l’échelle neuro-comportementale démontrent des effets plancher/plafond potentiels. L’échelle des AVQ devrait être limitée aux individus qui ne sont pas indépendants dans les AVQ. Le NBI-CVA devrait être utilisé cliniquement avec les patients ayant eu un AVC gauche à cause des effets plafonds de l’échelle AVCG-DNC.
Sensibilité/ Spécificité Aucune étude n’a examiné la sensibilité/spécificité de l’A-ONE.
Est-ce que l’outil est sensible au changement ? L’échelle de notation ordinale des AVQ peut être utilisée en tant qu’échelle d’intervalle, qui permet de mesurer le changement dans l’exécution des tâches des AVQ au fil du temps.
Acceptabilité Aucune étude n’a examiné l’acceptabilité de l’A-ONE.
Faisabilité Aucune étude n’a examiné la faisabilité de l’A-ONE.
Comment obtenir l’outil ?

L’A-ONE est disponible dans le manuel The Brain and Behavior: Assessing Cortical Dysfunction Through Activities of Daily Living.

Pour plus d’information, envoyez un courriel: a-one@islandia.is

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recension des écrits a été menée afin d’identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques de l’Arnadottir OT-ADL Neurobehavioural Evaluation (A-ONE). Neuf articles ont été examinés.

Effets plancher/plafond

Dans une étude des propriétés psychométriques de l’échelle des AVQ, Arnadottir et coll. (2008) ont signalé que 9 participants sur 209 avec un AVC à l’hémisphère gauche (AVCG) ont atteint un score maximal pour tous les items, indiquant qu’il y a de possibles effets plafonds pour cette échelle. Les auteurs ont conclu que l’utilisation de l’A-ONE devrait être limitée aux individus qui ne sont pas indépendants dans les AVQ (où un score maximal indique une indépendance dans les AVQ). Toutefois, alors qu’un patient peut atteindre un score maximal sur l’échelle des AVQ, ils peuvent démontrer des déficiences neuro-comportementales qui peuvent être détectées en utilisant l’échelle DNC (Arnadottir, 2010).

Lors d’une étude sur les propriétés psychométriques de l’échelle neuro-comportementale, Arnadottir et coll. (2009) ont rapporté de potentiels effets plancher/plafond de cette mesure. Deux patients avec un AVCG et six patients avec un AVCD ont obtenu des scores extrêmes (minimaux). Des mesures extrêmes (maximales) ont été observées dans 10 items, lorsqu’utilisés chez les patients avec un AVCG et avec 4 items, lorsqu’utilisés chez les patients avec un AVCD.

Suite à un raffinement de l’échelle DNC et à la création de versions additionnelles de l’échelle, des analyses poussées ont été conduites en utilisant une analyse Rasch (Arnadotir, 2010). Les résultats indiquaient que 30 patients sur 422 ayant eu un AVC ou présentant une démence ont atteint des scores minimaux ou maximaux sur l’échelle DNC commune à 29 items; 6 patients sur 215 ayant eu un AVC de l’hémisphère droit ou gauche ont atteint des scores minimaux ou maximaux sur l’échelle DNC-AVC à 53 items; 9 patients sur 114 ayant eu un AVCG ont atteint des scores minimaux ou maximaux sur l’échelle DNC-AVCG à 42 items et 0 patient sur 108 ayant eu un AVCD ont atteint des scores maximaux ou minimaux sur l’échelle DNC-AVCD à 51 items. Arnadottir (2010) a recommandé le DNC-AVC pour l’utilisation clinique avec des patients ayant eu un AVCG à cause des effets plafonds possibles lors de l’utilisation de l’échelle DNC-AVCG.

Fidélité

Consistance interne :
Arnadottir (1990) a examiné la cohérence interne de l’A-ONE et a relevé qu’elle démontre une cohérence interne adéquate de l’échelle des AVQ (α = 0.75 – 0.79), une cohérence interne allant de faible à adéquate de l’échelle ÉDSNC (α = 0.69 – 0.75) et une faible cohérence interne de l’échelle NBPIS (α = 0.59 – 0.63).

Arnadottir et coll. (2008) ont examiné la fidélité de l’échelle des AVQ en effectuant une analyse de Rasch avec les données rétrospectives de 209 patients ayant une condition neurologique (démence, n-111 ; AVC, n=95 ; autre, n=3). La fidélité de séparation des items était de 0.98 et l’index de séparation des items était de 8.02, indiquant une différenciation fidèle des items dans au moins 9 strates de difficulté. Un coefficient de fidélité de séparation de 0.90 et un index de séparation de 2.93 ont été notés, indiquant une différenciation fidèle de l’échantillon dans au moins 3 strates statistiquement distinctes pour les habiletés dans les AVQ.
Note : La fidélité de séparation des items est le ratio de la « vraie » (observée avec le moins d’erreur) variance sur la variation obtenue. Plus l’erreur est petite, plus le ratio sera grand. Il se situe entre 0.00 et 1.00 et est interprété de la même façon que l’alpha de Cronbach. Un index de séparation >2.00 est équivalent à un alpha de Cronbach de 0.80 ou plus grand (excellent).

Test-retest :
Gardarsdottir et Kaplan (2002) ont relevé que la fidélité test-retest après une semaine de l’A-ONE était excellente (accord de 0.85 ou plus haut pour tous les items).

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

Inter-juges :
Arnadottir (1990) a relevé une excellente fidélité inter-juges de l’échelle des AVQ de l’A-ONE (coefficient kappa moyen = 0.83) et de l’échelle NC (kappa = 0.85).

Des analyses additionnelles par Arnadottir (2008) ont réitéré l’excellente fidélité inter-juges de l’échelle des AVQ de l’A-ONE (CCI=0.98 ; r de Kendall r=0.92 ; kappa pondéré=0.90) et de l’échelle EDSNC (CCI=0.93 ; kappa pondéré=0.74).

Validité

Contenu :

La validation interne de l’A-ONE a été effectuée par l’examen de la qualité de la concordance pour les items, de l’ordre hiérarchique logique des items, du ciblage et par une analyse des principales composantes (APC – Arnadottir, 2010).

Arnadottir et al (2008) ont effectué une analyse factorielle de l’échelle des AVQ de l’A-ONE à l’aide de données rétrospectives de 209 patients ayant des conditions neurologiques (AVC, n=95 ; démence, n=111 ; autre diagnostic, n=3). L’analyse des 22 items des AVQ a révélé que deux items de communication (expression et compréhension) et un item de l’alimentation (« utiliser un couteau ») n’ont pas démontré une qualité acceptable de concordance (un total de 13.6% de mauvaise adaptation). Suite à retrait des deux items de la communication, l’item « utiliser un couteau » a démontré un manque d’adaptation substantiellement réduit à un taux acceptable (≤5%) et ce taux a été maintenu. Suite au retrait des deux items de communication, 84% de la variance totale a été expliquée par les mesures, avec 3.6% de la variance inexplicable comptabilisée par le premier contraste. Ces résultats supportent l’unidimensionnalité de l’échelle des AVQ.

Arnadottir et coll. (2009) ont effectué une analyse factorielle des items neuro-comportementaux (34 items ÉDSNC et 16 items NBPIS) à l’aide de données rétrospectives de 206 patients ayant subi un AVC et ayant une démence. Après que quatre items aient été retirés (anomie, aphasie expressive, mémoire de travail, motivation) à cause d’une incohérence, 56.8% de la variance a été expliquée par un le facteur de Rasch (mesure globale des déficiences neuro-comportementales), avec 4.9% de la variance inexplicable comptabilisée par le premier contraste. Ces résultats indiquent que les items de déficience neuro-comportementale peuvent être vus comme étant unidimensionnels, c’est-à-dire appartenant au même construit. Les auteurs ont procédé à une analyse de composante principale (ACP) de la hiérarchie globale selon le diagnostic (AVCG, n=36 ; AVCD, n=37 ; démence, n=111). Après le retrait des items mal adaptés (groupe AVCG– 2 items ; groupes AVCD et démence – 3 items), une amélioration des résultats a été constatée pour tous les groupes de diagnostic (facteur de Rasch : groupe AVCG = 85.5%, groupe AVCD = 83.3%, groupe démence = 79.2% ; variance inexpliquée du premier contraste : groupe AVCG = 2.4%, groupe AVCD = 3.4%, groupe démence = 1.7%). Ces résultats indiquent que la structure hiérarchique de la dimension varie à travers des groupes de diagnostic.

Arnadottir (2010) a examiné une analyse factorielle effectuée lors du développement de la forme courte et habituelle de l’échelle DNC. Toutes les versions spécifiques aux diagnostics de l’échelle DNC démontrent une unidimensionnalité, telle que confirmée par une analyse APC (Arnadottir, 2010). L’échelle originale ÉDSNC incluait des items neuro-comportementaux moteurs qui mesuraient les performances du côté droit et gauche. Ces derniers ont été fusionnés en un seul item moteur. Au final, 33 items neurocomportementaux moteurs étaient associés aux quatre diagnostics (AVCG, AVCD, démence de type Alzheimers, démence). Quatre items sur 33 ont été omis à cause d’une inadéquation lors de l’analyse de Rasch et les 29 items restants ont démontré une qualité acceptable de concordance. Une analyse APC a révélé que 72.85% de la variance a été expliquée par le facteur de Rasch, supportant l’unidimensionnalité.

Arnadottir et coll. (2008) ont examiné l’ordre hiérarchique de difficulté des items des AVQ en utilisant des données rétrospectives provenant d’individus ayant une démence (n=111), un AVC (n=95) ou d’autres conditions neurologiques (n=3) et ont rapporté un ordre logique selon la difficulté des items. Toutefois, Arnadottir (2010) a effectué une évaluation du ciblage de l’habileté de la personne à la difficulté de l’item et a déterminé que l’échelle des AVQ n’est pas bien ciblée pour les individus hautement fonctionnels (écart entre les mesures des moyennes = 1.61 logits).

Arnadottir (2010) a relevé que certaines des échelles DNC ont un grand écart dans la hiérarchie de la difficulté des items, car certains items évaluent les déficiences neuro-comportementales d’individus hautement fonctionnels (mesure moyenne de la personne = 1.74, SD = 1.34).

Arnadottir et coll. (2010) ont examiné la relation entre l’habileté dans les AVQ et l’impact des déficiences neuro-comportementales sur les AVQ en utilisant les données rétrospectives de 215 patients ayant subi un AVC. Une relation inverse modérée a été relevée entre l’habileté des AVQ et l’étendue de la déficience neuro-comportementale ayant un impact sur les AVQ, et ce à l’aide du coefficient de corrélation de Pearson (r=-0.57).

Arnadottir (2010) a relevé que l’échelle DCN-AVC démontre une qualité acceptable de l’adéquation statistique pour tous les items retenus (Moyenne des carrés ≤1.4, z < 2) et une analyse APC acceptable.

Critère :

Concourante :
Steultjens (1998) a examiné la validité concourante de l’A-ONE. La comparaison entre l’échelle des AVQ de l’A-ONE et l’Indice de Barthel et la comparaison entre les scores NC et les MMSE ont révélé d’excellentes corrélations (respectivement, r = 0.70 et r=0.85).

Prédictive :
Aucune étude n’a examiné la validité prédictive de l’A-ONE.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Aucune étude n’a examiné la validité convergente ou discriminante de l’A-ONE.

Arnadottir (1990) a effectué une analyse factorielle de performance des items neuro-comportementaux de l’A-ONE et a signalé que l’échelle des AVQ a trois facteurs et que l’échelle ÉDSNC a deux facteurs.

Arnadottir et coll. (2009) ont effectué une analyse factorielle de performance des items neuro-comportementaux de l’A-ONE et ont signalé la présence d’un facteur additionnel formé par les déficiences neuro-comportementales qui reflètent les erreurs occupationnelles représentatives des déficiences motrices latéralisées (ex. tonus).

Groupes connus :
Arnadottir et coll. (2010) ont examiné si les patients ayant subi un AVC droit ou gauche diffèrent quant à l’étendu à laquelle leurs déficiences neuro-comportementales ont un impact sur l’exécution des AVQ, en utilisant des données rétrospectives de 215 patients ayant subi un AVC. Aucune différence significative n’a été détectée entre l’étendue de l’impact de la déficience neuro-comportementale sur les AVQ entre les patients ayant subi un AVCG (n=103) et ceux ayant subi un AVCD (n=112).

Gardarsdottir et Kaplan (2002) ont examiné la validité de construit de l’échelle des AVQ de l’A-ONE et de l’échelle de déficience spécifique neuro-comportementale (ÉDSNC) chez les adultes ayant subi un AVC droit (n=19) et gauche (n=23). Les tests de Mann-Whitney U ont permis d’identifier des différences significatives entre les groupes pour seulement 3 des 18 tâches des AVQ : se raser/ appliquer du maquillage (p=0.013), compréhension (p=0.005) et discours (p=0.001), alors que les patients ayant subi un AVC gauche étaient plus dépendants que les patients ayant subi un AVC droit concernant ces tâches. Les tests de Mann-Whitney U et de chi-carré ont révélé une différence significative entre les groupes pour 13 et 46 déficiences neuro-comportementales, toutes à l’intérieur de trois catégories NSIS d’apraxie motrice, de négligence corporelle unilatérale et de tonus anormal. Les résultats indiquaient que les patients ayant subi un AVCG présentaient une apraxie motrice d’une plus grande sévérité lors de l’habillement (p=0.022), de la toilette et de l’hygiène (0=0.001) et de l’alimentation (p=0.002) que les patients ayant subi un AVC droit, alors que les patients ayant subi un AVC droit démontraient une plus grande sévérité de tonalité anormale des deux côtés du corps lors de l’exécution de l’habillement (p=0.001), des transferts et de la mobilité (p=0.001) et de l’alimentation (p=0.001). Les patients ayant subi un AVC droit ont aussi démontré une plus grande sévérité de négligence corporelle unilatérale lors des tâches de toilette et d’hygiène (p=0.002) que les patients ayant subi un AVC gauche.

Sensibilité au changement

L’analyse des composantes principales du domaine des AVQ supportait l’unidimensionnalité, permettant la conversion de l’échelle de notation ordinale à une échelle d’intervalle, celle-ci permettant la mesure du changement dans la performance des tâches des AVQ à travers le temps (Arnadottir, 1990).

Références

  • Arnadottir, G. (2010). Measuring the impact of body functions on occupational performance: Validation of the ADL-focused Occupation-based Neurobehavioural Evaluation (A-ONE). (Doctoral dissertation). Retrieved from Swedish Dissertations database.
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Voir la mesure

Comment obtenir l’évaluation ?

L’évaluation A-ONE se trouve dans le manuel : The Brain and Behavior: Assessing Cortical Dysfunction Through Activities of Daily Living.

Pour plus d’information, envoyez un courriel: a-one@islandia.is

Table des matières

Behavioral Inattention Test (BIT)

Évidence révisées en date du 12-10-2011
Auteur(s)* : Sabrina Figueiredo, BSc
Éditeur(s) : Anita Menon, MSc ; Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche

But

Le Behavioral Inattention Test (BIT), initialement nommé le Rivermead Behavioral Inattention Test, est une courte batterie de tests de dépistage servant à évaluer la présence et l’étendue de négligence visuelle dans des problèmes de tous les jours chez les patients avec de l’inattention visuelle (Wilson, Cockburn, & Halligan, 1987).

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Le Behavioral Inattention Test (BIT), initialement nommé le Rivermead Behavioral Inattention Test, est une courte batterie de tests de dépistage servant à évaluer la présence et l’étendue de négligence visuelle dans des problèmes de tous les jours chez les patients avec de l’inattention visuelle (Wilson, Cockburn, & Halligan, 1987).

Versions disponibles

Le BIT a été développé en 1987 par Barbara Wilson, Janet Cockburn et Peter Halligan.

Caractéristique de l’outil

Items :
Le BIT est divisé en deux sous-tests : le sous-test habituel et le sous-test comportemental. Le sous-test habituel du BIT (BITH) est constitué de 6 items : le barrage de ligne, le barrage de lettres, le barrage d’étoiles, la copie de dessins et de formes, la bissection de lignes et les dessins représentationnels. Le sous-test comportemental du BIT (BITC) est constitué de 9 items : analyse de photos, composition de numéros de téléphone, lecture d’un menu, lecture d’un article, nommer et ajuster l’heure, triage de pièces de monnaie, copie d’adresses et de phrases, lecture d’une carte géographique et triage de cartes. Afin de minimiser les effets de pratique et d’apprentissage lorsque le test est complété à plusieurs reprises, des versions parallèles à celui-ci ont été créées (Wilson et al., 1987).

Un client aura un diagnostic de négligence visuelle s’il néglige certains stimuli cibles. Le diagnostic est aussi basé sur la localisation spatiale relative des cibles négligées (Wilson et al., 1987).

Les items du BIT sont les suivants (Halligan, Cockburn, & Wilsom, 1991) :

Sous-test BITH
Item Description du test
Barrage de lignes Les patients doivent détecter et barrer toutes les lignes ciblées sur une page. Lors de l’administration du test, l’évaluateur donne un exemple de la nature de la tâche au patient en barrant deux des quatre lignes situées dans la colonne centrale. Il demande ensuite au patient de barrer toutes les lignes qu’il voit sur la page.
Barrage de lettres Test sur papier nécessitant un crayon dans lequel les patients doivent regarder, localiser et barrer des cibles désignées sur un arrière-plan distracteur de lettres. Le test est constitué de cinq rangées formées de 34 lettres majuscules présentées sur une feuille rectangulaire. Il y a 40 stimuli cibles positionnés de manière à ce qu’il y en aille autant du côté droit que du côté gauche de la feuille. Les lettres mesurent 6 mm de haut et sont positionnées à 2 mm de distance les unes des autres.
Barrage d’étoiles Ce test consiste en un tableau aléatoire de stimuli verbaux et non verbaux. Les stimuli correspondent à 52 grandes étoiles (14 mm), 14 lettres positionnées de manière aléatoire ainsi que 19 petits mots (3-4 lettres) qui sont intercalés avec 56 petites étoiles (8 mm). Les 56 petites étoiles sont les stimuli cibles. On demande au patient de barrer toutes les petites étoiles.
Copie de dessins et de formes Dans la première partie de ce test, il est demandé au patient de copier les trois dessins séparés et simples, situés du côté gauche d’une page. Les trois dessins (une étoile à quatre pointes, un cube et une marguerite) sont alignés de façon verticale et sont indiqués clairement au patient. Lors de la seconde partie du test, le patient doit copier un groupe de trois formes géométriques présentées sur une autre feuille de stimuli. Contrairement à la première partie du test, le contenu de cette page n’est pas pointé au patient.
Bissection de lignes Il est demandé aux patients d’estimer et d’indiquer le point milieu d’une ligne horizontale. Il est attendu à ce qu’un patient avec une négligence à gauche choisisse un point milieu à droite du vrai centre. Il est présenté à chaque patient trois lignes horizontales d’une longueur de 8 pouces (20cm) et d’une largeur de 1 mm. Les lignes sont placées à la manière d’un escalier sur la page. L’étendue de chaque ligne est clairement pointée au patient qui reçoit ensuite l’instruction d’indiquer le centre de celle-ci.
Dessin représentationnel Il est demandé au patient de dessiner le cadran d’une horloge en positionnant les chiffres et les aiguilles, une femme ou un homme, ainsi qu’un contour simple de papillon. La tâche a été créée pour évaluer la capacité des patients de se créer des images mentales indépendamment des stimulations sensorielles. Les patients avec une négligence du côté gauche vont typiquement utiliser le côté droit de la page et leurs dessins contiendront des omissions majeures du côté gauche. Les dessins du cadran d’une horloge, d’un corps humain et d’un papillon ont démontré qu’ils étaient cliniquement sensibles.
Sous-test BITC
Item Description du test
Analyse de photos Trois grandes photos (un repas, un lavabo avec des articles de toilettes, ainsi qu’une grande pièce contenant des meubles et des aides techniques médicales variés) mesurant chacune 357 x 278 mm sont présentées une à la fois au patient. Chaque photo est placée en face du patient assis et celui-ci n’a pas le droit de la déplacer. Il est demandé au patient de pointer ou nommer les items principaux de chaque photo.
Composition de numéros de téléphone Un téléphone avec un cadran numéroté ou un clavier à boutons est présenté au patient. Des numéros sont présentés directement en face du téléphone. Il est demandé au patient de composer la séquence de numéros présentée.
Lecture d’un menu Une page de menu dépliable (420 x 297 mm) contenant 18 items d’aliments communs arrangés en quatre colonnes adjacentes (deux à gauche et deux à droite) est présentée au patient. Les items d’aliments sont écrits avec des lettres de 6 mm de hauteur. Il est demandé au patient d’ouvrir le menu et de lire à voix haute tous les items. Les patients avec des troubles du langage ont la permission de pointer tous les mots qu’ils voient.
Lecture d’un article Trois courtes colonnes de texte sont présentées et il est demandé aux patients de les lire.
Dire et ajuster l’heure Ce test contient trois parties. Premièrement, le patient doit lire l’heure affichée sur une photographie d’une horloge digitale. Deuxièmement, il est demandé au patient de lire l’heure à trois ajustements différents sur une horloge analogue. Finalement, il est demandé au patient d’ajuster l’heure sur une horloge analogue selon les instructions de l’évaluateur.
Triage de pièces de monnaies Un étalage de pièces de monnaies familières est présenté. Il est demandé au client d’indiquer la localisation des types de pièces nommées par l’évaluateur. Cette tâche requiert un balayage sélectif de l’étalage de pièces de monnaies afin de ne pas négliger aucune des pièces du type nommé par l’évaluateur.
Copie d’une adresse et d’une phrase Il est demandé au patient de copier une adresse et une phrase sur des pages séparées.
Lecture d’une carte géographique Il est demandé au patient de suivre et de localiser des points spatiaux (lettres) positionnés dans un réseau de chemins sur une feuille de papier. Plus spécifiquement, après lui avoir montré les intersections de chaque sentier, il est demandé au patient d’utiliser leur doigt pour tracer la séquence de lettres nommée par l’évaluateur.
Triage de cartes Seize cartes de jeu sont présentées dans une matrice de 4 x 4. Initialement, chaque carte est pointée au patient, à qui l’on demande ensuite de pointer les types de cartes présentes lorsque l’évaluateur les nomme.

Cotation :
Le score total au BIT, comme les sous-scores du BITH et du BITC, sont obtenus en additionnant les scores des sous-tests ensembles. Les scores maximums du BIT, du BITH et du BITC sont respectivement de 227, 146 et 81. Plus les scores sont hauts, plus ils indiquent des déficits visuels sévères (Menon & Korner-Bitensky, 2004).

Sous-test BITH
Item Cotation
Barrage de lignes Les quatre lignes centrales ne sont pas incluses et la négligence est diagnostiquée si l’une des autres lignes est oubliée par le patient. Une feuille de score est fournie pour noter la nature de la négligence.
Barrage de lettres Le score maximum est de 40 et le modèle de cotation permet à l’évaluateur de diviser la feuille de test en quatre colonnes, deux à gauche et deux à droite. Lorsque la tâche est complétée, le nombre total de lettres cibles négligées est calculé et la localisation de celles-ci est notée.
Barrage d’étoiles Comme pour la tâche de barrage de lettres, la feuille de test peut être sous-divisée en colonnes pour calculer le nombre et la localisation des erreurs.
Copie de dessins et de formes La cotation de ce test est déterminée par l’intégralité de chaque dessin. La négligence est déterminée par de l’omission ou de la distorsion des composantes majeures du dessin, du côté contraire à la lésion.
Bissection de lignes TLe résultat de ce test est déterminé en mesurant les déviations par rapport au vrai centre de la ligne. Les déviations à gauche sont cotées comme négatives et les déviations à droite sont cotées comme positives. Le score de déviation est calculé en utilisant les données contrôles pour un groupe d’âge semblable à celui des patients. Chacune des trois lignes est cotée sur un score maximum de trois points. En utilisant les données du groupe contrôle, des scores entre zéro et trois sont assignés à la performance du patient.
Dessin représentationnel L’attribution d’un pointage est similaire à la copie de tâches, où la négligence est définie par de l’omission ou des distorsions dans les composantes majeures du dessin, du côté contraire à la lésion.
Sous-test BITC
Item Cotation
Analyse (Balayage) de photos Seules les omissions sont cotées, même si les erreurs dans l’identification des objets sont notées. Le score total de ce test ainsi que celui de tous les autres de la section du BITB est sur neuf et est calculé à partir du nombre total d’omissions enregistrées.
Composition de numéros de téléphone La séquence de composition des numéros de téléphone est enregistrée. Le nombre et la localisation des omissions ou des substitutions a aussi été enregistré.
Lecture d’un menu Chacun des 18 items est coté comme correct ou incorrect, les réponses incorrectes étant des substitutions ou des omissions de mots partielles ou complètes.
Lecture d’un article L’attribution d’un pointage est basée sur le pourcentage de mots omis lors de la lecture des trois colonnes de texte. L’omission de mots et les substitutions partielles ou complètes sont notées comme des erreurs.
Dire et ajuster l’heure Les trois parties de ce test sont cotées selon le nombre d’omissions et de substitutions faites par le patient.
Triage de pièces de monnaies La cotation est basée sur le nombre d’omissions.
Copie d’une adresse et d’une phrase Le pointage est calculé à partir du nombre de lettres omises ou substituées sur chaque côté de la page
Lecture d’une carte géographique Un échec à compléter un des segments de la séquence de routes amène une déduction d’un point. Il est possible d’aller jusqu’à un score de zéro pour chaque essai
Triage de cartes Pour attribuer un pointage, la position et le nombre total des omissions est noté.

Les scores seuils pour le BIT, le BITH et le BITC sont respectivement de 196 sur 227, 129 sur 146 et 67 sur 81 (Halligan et al., 1991; Menon & Korner-Bitensky, 2004). Pour coter la composante de la localisation spatiale relative, le nombre de tests de dépistage démontrant une performance latéralisée est calculé. Si la moitié des tests démontre une performance latéralisée et l’autre moitié n’en démontre pas, l’index de performance latéralisée est alors déterminé par le nombre total d’omissions/erreurs faites de chaque côté. La sévérité de la négligence visuelle peut être calculée en se basant sur la performance du client aux six tests du BITH. Ce pointage est déterminé par le nombre de tests habituels dans lesquels le client a démontré de la négligence visuelle. Les scores de sévérité vont de un à six, un score haut indiquant une négligence visuelle plus sévère (Halligan et al., 1991).

Temps d’administration requis :
Le BIT prend approximativement 30 à 40 minutes à administrer (Menon & Korner-Bitensky, 2004).

Sous-échelles :
BITH – Sous-test habituel du BIT

BITC – Sous-test comportemental du BIT

Équipement nécessaire :

  • Formulaires pour le BITH et le BITC ;
  • Photographies de 1) un repas, 2) un lavabo avec des articles de toilettes, 3) une grande pièce contenant des meubles et des aides techniques médicales variés et 4) Différentes heures indiquées sur une horloge digitale ;
  • Un menu de restaurant dépliable ;
  • Une horloge analogue ;
  • Six différents types de pièces de monnaie ;
  • Des cartes à jouer ;
  • Du papier et un crayon.

Formation :
Aucune formation n’est requise.

Formes alternatives du BIT

BIT – version courte : développé par Stone, Wilsom & Rose en 1987, ce test est constitué de trois sous-tests habituels (BITH) (barrage de lignes, barrage d’étoiles et copie de dessins) et de cinq sous-tests comportementaux (BITC) (analyse de photos, lecture d’un menu, manger un repas, lecture d’un article, triage de pièces de monnaie). Cette version prend en moyenne 10 à 15 minutes à administrer (Menon & Korner-Bitensky, 2004).

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Les clients ayant subi un AVC

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Le BIT ne devrait pas être utilisé avec les clients ayant de la difficulté à communiquer (ex. apraxie ou aphasie).

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Anglais et chinois.

Sommaire

Que mesure l’outil ? Le BIT estime la présence et l’étendue de la négligence visuelle.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Le BIT 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 ? Évaluation
Temps d’administration requis Le BIT prend 30 à 40 minutes à administrer.
Versions BIT; BIT version courte
Langues Anglais, Chinois
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du BIT.

Test-retest :
Deux études ont examiné la fidélité test-retest du BIT. Les deux ont relevé une excellente fidélité test-retest en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson.

Intra-juge :
Aucune étude n’a évalué la fidélité intra-juge du BIT.

Inter-juges :
Deux études ont évalué la fidélité inter-juges du BIT et relèvent une excellente fidélité inter-juges en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson.

Validité Contenu :
Une étude a examiné la validité du contenu du BIT et a relevé le processus de génération des items lors de la création de la mesure.

Critère :
Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante du BIT auprès d’une population post-AVC.

Prédictive :
Une étude a examiné la validité prédictive du BITC et a indiqué que les scores sur le BITC, mesurés 10 jours après un AVC, constituent un excellent prédicteur des faibles résultats fonctionnels à 3, 6 et 12 mois après un AVC.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Trois études ont examiné la validité convergente du BIT et ont relevé d’excellentes corrélations entre le BIT, l’Occupational Therapy Checklist et l’Indice de Barthel ; des corrélations adéquates ont également été relevées avec le Rivermead Activities of Daily Living Assessment.

Groupes connus :
Une étude a relevé que les scores sur le BITH sont capables de distinguer les individus avec et sans négligence visuelle.

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a relevé les effets de plancher / plafond du BIT auprès d’une population post-AVC.
Sensibilité/spécificité Une étude a examiné la spécificité / sensibilité du BIT et a relevé que les deux sous-tests du BIT sont capables d’identifier de manière fiable les individus ayant de la négligence visuelle.
Est-ce que l’outil est sensible au changement? Aucune étude n’a examiné la sensibilité au changement du BIT auprès d’une population post-AVC.
Acceptabilité Les tests sont faciles et simples à administrer.
Faisabilité Les tests sont faciles à administrer, simples, relativement dépourvus d’ambiguïté, et sont également suffisamment larges pour détecter différentes formes de négligence visuelle.
Comment obtenir l’outil ? Le BIT peut être obtenu sur le site suivant :
http://www.pearsonclinical.com/psychology/products/100000138/behavioral-inattention-test-bit.html?Pid=015-8054-628&Mode=summary

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du Behavioral Inattention Test (BIT) auprès d’individus ayant subi un AVC. Cinq études ont été identifies.

Effets plancher/plafond

Aucune étude n’a relevé les effets de plancher/plafond du BIT auprès d’une population post-AVC.

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du BIT auprès d’une population post-AVC.

Test-retest :
Wilson, Cockburn et Halligan (1987) ont examiné la fidélité test-retest du BIT auprès de 28 patients ayant subi un AVC et de 14 individus en bonne santé. Les participant ont été réévalués après une semaine. La fidélité test-retest du BIT, calculée par les coefficients de corrélation de Pearson, s’est avérée excellente (r = 0,83).

Halligan, Cockburn et Wilsom (1991) ont estimé que la fidélité test-retest s’est avérée excellente pour le BITH et le BITC (respectivement, r = 0,89 et r = 0,97).

Intra-juge :
Aucune étude n’a examiné la fidélité intra-juge du BIT auprès d’une population post-AVC.

Inter-juges :
Wilson et al. (1987) ont évalué la fidélité inter-juges du BIT auprès de 7 patients ayant subi un AVC. Les participants ont été évalués simultanément par deux évaluateurs. Un niveau d’accord de 100% a été relevé entre les évaluateurs.

Halligan et al. (1991) ont vérifié la fidélité inter-juges du sous-test habituel (BITH) et du sous-test comportemental (BITC) du BIT auprès de 13 patients ayant subi un AVC. Les participants ont été évaluée séparément mais simultanément par deux évaluateurs. La corrélation entre les moyennes des scores des évaluateurs, calculée par le coefficient de corrélation de Pearson, s’est avéré excellente (r = 0,99) pour les deux sous-tests.

Validité

Contenu :

Wilson et al. (1987) ont obtenu des informations à propos des difficultés quotidiennes des clients, afin de créer une courte batterie de tests qui incluaient des expériences du monde réel auprès de patients en phase de récupération d’un AVC. Les informations ont été obtenus à partir de cas publiés, d’observations comportementales de patients souffrant de négligence, ainsi qu’à partir de discussions avec des ergothérapeutes, des physiothérapeutes, des psychologues cliniciens et des neurologues ayant tous déjà travaillé avec des patients souffrant de négligence visuelle. La sélection finale des items a été déterminée en se basant sur les résultats d’une étude pilote.

Critère :

Concourante :
La validité concourante du BIT n’a pas été examinée auprès d’une population post-AVC.

Prédictive :
Jehkonen, Ahonen, Dastidar, Koivisto, Laippala, Vilkki et al. (2000) ont évalué, auprès de 50 clients ayant subi un AVC, si la négligence visuelle, mesurée dix jours après l’AVC, était prédictive des faibles capacités fonctionnelles 3, 6 et 12 mois après un AVC. La négligence visuelle a été mesurée avec le BIT, et les capacités fonctionnelles ont été mesurées avec le Frenchay Activities Index (FAI – Holbrook & Skilbeck, 1983). Une analyse de régression linéaire a indiqué que le BIT est un excellent prédicteur des faibles capacités fonctionnelles ; celui-ci expliquant 73%, 64% et 61% de la variance totale du FAI, respectivement à 3, 6 et 12 mois.

Halligan et al. (1991) ont analysé le pourcentage de personnes correctement classées comme ayant une négligence visuelle par le BITH et le BITC. Cette étude incluait 80 clients ayant subi un AVC. Les résultats étaient les suivants :

BITH
Clients ayant une lésion au droit du cerveau (n = 26) Clients ayant une lésion au côté gauche du cerveau (n = 54)
Sensibilité Spécificité Sensibilité Spécificité
Barrage de lignes 65% 76% 75% 96%
Barrage de lettres 77% 82% 100% 95%
Barrage d’étoiles 100% 64% 100% 77%
Copie de dessins 96% 97% 100% 91%
Bissection de lignes 65% 76% 75% 96%
Dessin représentationnel 42% 64% 0% 85%
BITC
Clients ayant une lésion au droit du cerveau (n = 26) Clients ayant une lésion au côté gauche du cerveau (n = 54)
Sensibilité Spécificité Sensibilité Spécificité
Analyse de photos 65% 76% 25% 88%
Composition de numéros de téléphone 57% 72% 25% 88%
Lecture d’un menu 65% 76% 75% 96%
Lecture d’un article 38% 64% 50% 92%
Dire l’heure 69% 78% 100% 100%
Triage de pièces de monnaies 100% 100% 100% 95%
Copie d’une adresse et d’une phrase 65% 76% 50% 92%
Lecture d’une carte géographique 46% 67% 100% 95%
Triage de cartes 54% 70% 25% 88%

Construit :

Convergente/Divergente :
Halligan et al. (1991) ont évalué la validité convergente du BIT en le comparant au Occupational Therapist Checklist et au Rivermead Activities of Daily Living Assessment (Whiting & Lincoln, 1980) auprès de 80 patients ayant subi un AVC. D’excellentes corrélations ont été relevées entre le BIT et l’Occupational Therapist Checklist (r = -0,65) ; des corrélations adéquates ont été notées entre le BIT et le Rivermead Activities of Daily Living Assessment (r = 0,55).

Hartman-Maier et Katz (1995) ont vérifié la validité convergente du sous-test comportemental du BIT en le comparant à une liste de vérification des Activités de la vie quotidienne (AVQ). Les corrélations, calculées en utilisant le coefficient de corrélation de Pearson, se sont avérées excellentes (r = 0,77).

Cassidy, Bruce, Lewis et Gray (1999) ont évalué la validité convergente du BIT en le comparant à l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) auprès de 44 patients ayant subi un AVC. Les corrélations entre les deux outils de mesure se sont avérées excellentes (r = 0,64).

Groupes connus :
Halligan et al. (1991) ont étudié 80 clients ayant subi un AVC pour déterminé si le sous-test BITH était capable de distinguer les personnes ayant des négligences visuelles et celles n’en ayant pas. Les individus avec des négligences visuelles ont obtenus des résultats sur le BITH significativement moins bons que les personnes sans négligence (p < 0.001 ; calculé en utilisant le test de Kruskal-Wallis). Par conséquent, le BITH est capable de faire la distinction entre les groupes connus.

Sensibilité au changement

Aucune étude n’a relevé la sensibilité au changement du BIT auprès d’une population post-AVC.

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Voir la mesure

Comment obtenir le BIT

Le BIT peut être obtenu sur le site suivant : http://www.pearsonassessments.com/HAIWEB/Cultures/en-us/Productdetail.htm?Pid=015-8054-628&Mode=summary

L’équipement complet pour le BIT, incluant un manuel, 25 formulaires d’évaluation, des stimuli variés, des cartes à jouer et de test, ainsi qu’un cadran d’horloge coûte 339,00$ US. Un paquet contenant seulement les formulaires d’évaluation (n = 25) coûte 42,00 $ US

Table des matières

Catherine Bergego Scale (CBS)

Évidence révisées en date du 20-01-2012
Auteur(s)* : Annabel McDermott, OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche

But

La Catherine Bergego Scale (CBS) est une liste de vérifications standardisée qui sert à détecter la présence et l’intensité de négligence unilatérale durant l’observation de situations de la vie de tous les jours. Cette échelle peut aussi mesurer la prise de conscience de négligence comportementale (anosognosie).

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

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

La Catherine Bergego Scale (CBS) est une liste de vérifications standardisée qui sert à détecter la présence et l’intensité de négligence unilatérale durant l’observation de situations de la vie de tous les jours. Cette échelle peut aussi mesurer la conscience de la présence de négligence comportementale (anosognosie).

Versions disponibles

Il y n’existe qu’une seule version de la CBS.

Caractéristiques de l’outil de mesure

Items :

La CBS est constituée de dix tâches de la vie quotidienne que le thérapeute observe durant la réalisation d’activités de soins-personnels. Le thérapeute cote la performance du patient lors de l’exécution des items suivants :

  1. Le patient oublie de toiletter ou de raser la partie gauche de son visage.
  2. Le patient a de la difficulté à ajuster sa manche ou son chausson gauche.
  3. Le patient oublie de manger la nourriture située à gauche de son assiette.
  4. Le patient oublie de nettoyer le côté gauche de sa bouche après avoir mangé.
  5. Le patient a de la difficulté à regarder vers la gauche.
  6. Le patient oublie le côté gauche de son corps (ex. oublie de poser son membre supérieur sur l’appui bras, oublie de mettre son pied sur le support de la chaise roulante ou oublie d’utiliser son bras gauche lorsque qu’il en a besoin).
  7. Le patient a de la difficulté à prêter attention aux bruits situés à gauche et aux personnes qui s’adressent à lui du côté gauche.
  8. Le patient entre en collision avec les gens ou les objets situés du côté gauche, tels que les portes ou les meubles (en marchant ou en conduisant un fauteuil roulant).
  9. Le patient a de la difficulté à trouver son chemin vers la gauche lorsqu’il se déplace dans des endroits familiers ou dans l’unité de réadaptation.
  10. Le patient a de la difficulté à trouver ses effets personnels dans sa chambre ou dans la salle de bain lorsqu’ils sont situés du côté gauche.

Il y a un questionnaire pour le patient ou le proche qui peut être utilisé pour évaluer l’anosognosie (ex. Conscience de la négligence). Le questionnaire est constitué de dix questions qui correspondent aux items de la CBS. Par exemple, pour le premier item, le clinicien pourrait demander au patient : « Avez-vous parfois de la difficulté à toiletter ou à raser le côté gauche de votre visage ?» Si le patient indique que cette difficulté est présente, le clinicien demanderait alors : «Trouvez-vous que ces difficultés sont faibles, moyennes ou sévères ?»

Cotation :

La CBS utilise une échelle de cotation de quatre points pour indiquer la sévérité de la négligence pour chaque item.

  • 0 = Aucune négligence.
  • 1 = Faible négligence (le patient explore toujours l’hémi-espace droit en premier puis explore lentement et avec hésitations le côté gauche).
  • 2 = Négligence modérée (le patient démontre des omissions ou des collisions constantes et claires du côté gauche).
  • 3 = Négligence sévère (le patient est seulement capable d’explorer l’hémi-espace droit).

Ces pointages mènent à un score total sur 30.

Azouvi et al. (2002, 2003) ont déterminé arbitrairement le niveau de sévérité de la négligence selon le score :

  • 0 = Aucune négligence comportementale.
  • 1-10 = Négligence comportementale faible.
  • 11-20 = Négligence comportementale modérée.
  • 21-30 = Négligence comportementale sévère.

Dans les cas de déficits sévères, le patient est parfois incapable de réaliser un item de la CBS. Dans ces cas, l’item est considéré comme invalide, il n’est pas coté et n’est pas inclue dans le score final. Alors, le score final devient un calcul du score moyen des questions valides (somme des scores individuels divisé par le nombre de question valide et puis multiplié par dix).

Le questionnaire pour le patient utilise également une échelle de cotation de quatre points, correspondant au niveau de difficulté éprouvé par le patient :

  • 0 = Aucune difficulté.
  • 1 = faibles difficultés.
  • 2 = Difficultés modérées.
  • 3 = Difficultés sévères.

Le score d’anosognosie est ensuite calculé comme la différence entre le score total du clinicien et le score total auto-évalué par le patient (Azouvi et al., 2003): Score d’anosognosie = le score à la CBS selon le clinicien – le score auto-évalué par le patient.

Description des tâches :

Le clinicien observe le patient en train de réaliser des activités de soins personnels et attribue un score pour chacun des dix items selon ses observations des comportements de négligence (Plummer et al., 2003).

Éléments à considérer avant de commencer :

Les items de la CBS ont différents niveaux de difficulté (les tâches sont ici placées en ordre du moins difficile au plus difficile, les numéros d’items indiqués entre parenthèses): Nettoyer la bouche après un repas (item 4) ; se toiletter (1) ; attention auditive (7) ; manger (3) ; orientation spatiale (9) ; orientation du regard (5) ; trouver ses effets personnels (10) ; entrer en collision en bougeant (8) ; conscience de la jambe gauche (6) ; habillage (2). Noter que deux items (toilettage du visage et attention auditive) partagent le même niveau de difficulté (Azouvi et al., 2003).

Temps d’administration requis :

La CBS prend approximativement 30 minutes pour être administrée.

Formation nécessaire :

Aucune formation n’est nécessaire pour administrer la CBS.

Équipement :

Le clinicien a besoin du document, un stylo et les fournitures domestiques nécessaires pour réaliser les tâches (ex. rasoir, brosse, brosse à dents, vêtements, ustensiles pour les repas, serviette). Le test peut être administré à domicile ou dans un centre de réadaptation.

Versions alternatives de la CBS

Il n’y a aucune version alternative du CBS.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Les patients ayant subi un AVC et présentant de la négligence hémi-spatiale. Même si les auteurs spécifient seulement l’usage de la CBS chez les patients avec de la négligence hémi-spatiale droite, celui-ci peut être modifié pour son utilisation chez des individus avec de la négligence hémi-spatiale gauche (Plummer et al., 2003).

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • La CBS nécessite que les patients réalisent des mouvements avec les membres supérieurs et les membres inférieurs dans des positions de test variées pendant approximativement 30 minutes (Menon & Korner-Bitensky, 2004). Le système de cotation peut être ajusté pour les patients qui ne sont pas capables de réaliser toutes les tâches, mais le clinicien devrait considérer si ces difficultés sont dues à de la négligence ou à d’autres déficits neurologiques tels que l’apraxie (Azouvi et al., 1996; Menon & Korner-Bitensky, 2004).

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Anglais

Sommaire

Que mesure l’outil ? La CBS mesure la négligence comportementale unilatérale.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? La CBS est conçue pour être utilisée auprès d’individus ayant subi un AVC et présentant de la négligence hémi-spatiale.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration requis La CBS prend approximativement 30 minutes pour être administrée.
Versions Il existe une version de la liste de vérification de la CBS pour l’usage des cliniciens. Il existe également un questionnaire d’auto-évaluation du patient qui peut être utilisé pour mesurer la conscience de la négligence (anosognosie).
Langues Anglais
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Cinq études ont examiné la cohérence interne de la CBS et ont relevé une cohérence interne allant d’adéquate à excellente en utilisant le rang de Spearman.

Test-retest :
Aucune étude n’a examiné la fidélité test-retest de la CBS.

Intra-juge :
Aucune étude n’a documenté d’informations sur la fidélité intra-juge de la CBS.

Inter-juges :
Une étude a examiné la fidélité inter-juges de la CBS et a noté que celle-ci allait d’adéquate à excellente, en utilisant les coefficients de corrélations et les coefficients kappa.

Validité Validité interne :
Une étude a examiné la validité interne de la CBS et a relevé une unidimensionnalité des items à l’aide d’une analyse de Rasch.

Contenu :
Aucune étude n’a documenté d’informations sur la validité de contenu de la CBS.

Critère :
Concourante :
– Cinq études ont examiné la validité concourante de la CBS avec cinq autres tests de négligence auprès de patients ayant subi un AVC de l’hémisphère droit et ont relevé d’excellentes corrélations avec le Test d’Albert, les sous-tests du Behavioral Inattention Test, le Test des cloches, une tâche de lecture et une tâche d’écriture. Des corrélations allant d’adéquates à excellentes ont été relevées avec le Ogden’s scene drawing task, le test de figures qui se chevauchent et le test de dessin de marguerite. Des corrélations allant de faibles à adéquates ont été relevées avec l’échelle de conscience de la négligence visuelle et motrice de Bisiach et al. (1986).
– Une étude a examiné la validité concourante de la CBS avec d’autres tâches de négligence auprès de patients ayant subi un AVC de l’hémisphère gauche et a relevé des corrélations adéquates avec le Test des cloches, mais aucune corrélation significatrice avec le Line Bissection Test.

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

Construit :
Une étude a effectué une analyse de facteurs de la CBS et a relevé un facteur sous-jacent.
Convergente/Discriminante :
Deux études ont examiné la validité convergente de la CBS et ont relevé une excellente corrélation avec l’Indice de Barthel ainsi qu’une corrélation adéquate avec la Mesure de l’indépendance fonctionnelle et la Postural Assessment for Stroke Scale, à l’aide des coefficients de corrélation de Spearman.

Groupes connus :
Deux études ont examiné la validité des groupes connus de la CBS et ont noté que celle-ci est capable de faire la distinction entre les patients avec ou sans négligence et les patients avec ou sans déficits du champ visuel. La CBS ne fait pas la distinction entre les patients avec ou sans dépression.

Effets plancher/plafond Une étude a relevé des effets de plancher/plafond adéquats.
Est-ce que l’outil est sensible au changement ? Deux études ont relevé que la CBS peut détecter le changement de la négligence.
Acceptabilité Non documenté.
Faisabilité La CBS est simple et facile à administrer. Bien qu’il n’existe pas de formation officielle, l’administration de la CBS exige que les cliniciens aient une bonne compréhension de la négligence et de ses manifestations comportementales. Il n’y a pas de manuel pour faciliter l’administration ou la cotation.
Comment obtenir l’outil ? Il est possible d’obtenir la CBS dans l’article par Azouvi et al. (1995).

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques de la Catherine Bergego Scale (CBS). Huit articles ont été examinés.

Effets plancher/plafond

Azouvi et al. (2003) ont noté que 3,6% des patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit ont obtenu un score total sur la CBS de zéro (aucune négligence), ce qui indique des effets de plancher/plafond adéquats.

Fidélité

Cohérence interne :
Bergego et al. (1995) ont examiné la cohérence interne de la CBS auprès de 18 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit et ont relevé d’excellentes corrélations entre le score total et tous les items (rho allant de 0,48 à 0,87, p<0,05).

Azouvi et al. (1996) ont examiné, en utilisant les coefficients de corrélation de rang de Spearman, la cohérence interne de la CBS auprès de 50 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit. Une corrélation adéquate a été relevée entre le score total de la CBS et l’item « Nettoyage des dents » (rho = 0,58 p<0,0001). Une excellente corrélation a été relevée entre le score total de la CBS et tous les autres items (rho allant de 0,69 à 0,88, p<0,0001). Une corrélation adéquate a été relevée entre le score attribué par un thérapeute et l’auto-évaluation du patient (rho = 0,52, p<0,001). Une excellente corrélation a été relevée entre le score du thérapeute et le score d’anosognosie (c’est à dire le score total du thérapeute – le score de l’auto-évaluation du patient) (rho = 0,75, p<0,0001).

Azouvi et al. (2002) ont examiné la composante concernant l’anosognosie de la CBS auprès de 69 patients en phase subaiguë de récupération post-AVC à l’hémisphère droit. Le score d’auto-évaluation du patient s’est avéré significativement plus bas que le score de l’évaluateur (p<0.0001). Une excellente corrélation a été relevée entre le score du thérapeute (sévérité de la négligence) et le score d’anosognosie (r = 0,82, p<0,0001).

Azouvi et al. (2003) ont examiné la cohérence interne de la CBS auprès de 83 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit et ont relevé des corrélations allant d’adéquates à excellentes entre les items (les coefficients de corrélation allaient de 0,48 à 0,73, p<0,0001). Les scores d’auto-évaluation des patients se sont avérés significativement plus bas que les scores totaux de la CBS déterminés par les évaluateurs (p<0,0001). Une excellente corrélation a été relevée entre le score du thérapeute (sévérité de la négligence) et le score d’anosognosie (r = 0,79, p<0,0001). Les patients avec de la négligence modérée ou sévère ont obtenu de hauts scores d’anosognosie, tandis que les patients avec une négligence faible ou aucune négligence ont obtenu des scores négatifs, indiquant une plus grande sévérité dans l’auto-évaluation que dans les scores attribués par le thérapeute.

Luukkainen-Markkula et al. (2011) ont déterminé la cohérence interne de la CBS en utilisant des corrélations de Spearman. Des corrélations allant d’adéquates à excellentes ont été relevées entre le score total de la CBS et les scores de tous les items (Toilette du visage : r = 0,64, p<0,05 ; Nettoyage de la bouche : r=0,73, p<0,05 ; Orientation du regard : r=0,80, p<0,01 ; Conscience des membres gauches : r=0,61, p<0,05 ; Attention auditive : r=0,89, p<0,01 ; Collisions lors de déplacements : r=0,89, p<0,01 ; Orientation spatiale : r=0,89, p<0,01 ; Habillage : r=0,51, p<0,05 ; Trouver des effets personnels : r=-0,66, p<0,05) excepté pour l’item « Manger». Des corrélations allant d’adéquates à excellentes ont été relevées entre une majorité d’items de la CBS (r allant de 0,51 à 0,94, p<0,05 à p<0,01).

Azouvi et al. (2003) ont examiné la fidélité de la CBS. L’index de fidélité des items s’est avéré de 0,93, ce qui résulte en des écarts de différences significatives sur le niveau de difficulté de 3,5 (p<0,05). Même si la majorité des items varie sur le niveau de difficulté, deux d’entre eux (Toilette du visage et Attention auditive) ont obtenu le même niveau. L’index de fidélité de la personne s’est avéré de 0,88, ce qui résulte en des écarts de différences significatives sur le niveau d’habileté de 2,7 (p<0,05).

Azouvi et al. (2003) ont examiné la structure interne de la CBS par une analyse de Rasch. L’item 2 (Habillage) a obtenu une valeur aberrante (mnsq = 0,58), indiquant une redondance potentielle de cet item due à une trop faible variance. L’ensemble de scores d’ajustement s’est rapproché de 1,00, ce qui supporte l’unidimensionnalité. Cette constatation est également supportée par des coefficients élevés de corrélation positives de point bisérié (c’est à dire l’ampleur avec laquelle les items corrèlent avec la mesure linéaire) entre le score de chaque item et les score cumulatifs obtenus dans l’ensemble de l’échantillon.

Test-retest :
Aucune étude n’a documenté d’informations concernant la fidélité test-retest de la CBS.

Intra-juge :
Aucune étude n’a documenté d’informations sur la fidélité intra-juge de la CBS.

Inter-juges :
Bergego et al. (1995) ont examiné la fidélité inter-juges de la CBS auprès de 18 patients et ont noté une fidélité inter-juges allant d’adéquate à excellente pour les dix items (coefficients kappa allant de 0,59 à 0,99). La corrélation entre les scores totaux des deux évaluateurs, mesurée à l’aide d’un coefficient de corrélation de rang de Spearman, s’est avérée excellente (rho = 0,96, p<0,0001).

Validité

Critère :

Concourante :
Bergego et al. (1995) ont comparé le score total de la CBS avec d’autres outils de mesures de la négligence régulièrement utilisés, auprès de 18 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit en utilisant des coefficients de corrélations de rang de Spearman. D’excellentes corrélations ont été relevées entre la CBS, le Test des cloches, l’Ogden’s scene drawing task, une tâche d’écriture, une tâche de lecture et le Test d’Albert (respectivement, rho = 0,72; 0,72; 0,72; 0,70 et 0,67, p<0,01). Aucune corrélation statistiquement significative n’a été relevée avec la tâche de dessin d’une marguerite.

Azouvi et al. (1996) ont comparé le score total de la CBS avec d’autres tests de négligence régulièrement utilisés, auprès de 50 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit, en utilisant les coefficients de corrélation de rang de Spearman. D’excellentes corrélations ont été relevées entre la CBS et le Test des cloches (rho = 0,74, p<0,0001), le Test d’Albert (Line cancellation) (rho = 0,73, p<0,0001) et une tâche de lecture (rho = 0,61, p<0,0001). Des corrélations adéquates ont été relevées avec l’Ogden’s scene drawing task (rho = 0,56, p<0,001) et avec une tâche de dessin d’une marguerite (rho = 0,50, p<0,001). Des corrélations adéquates ont été relevées entre le score d’anosognosie de la CBS et les tests de négligence régulièrement utilisés (rho allant de 0,45 à 0,58, p<0.01). Une faible corrélation a été relevée entre le score d’anosognosie de la CBS et l’échelle de conscience des patients concernant les déficits neurologiques de Bisiach et al. (1986) (rho = 0,31, p<0,05).

Azouvi et al. (2002) ont comparé la CBS avec une batterie de test régulièrement utilisés concernant la négligence (se complétant avec un papier et un crayon), auprès de 69 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit. Les tâches habituelles concernant la négligence incluent le Test des cloches, une tâche de copie de figure, un dessin d’horloge, des tâches de bissection de lignes (5cm, 20cm), des tests de figures se chevauchant, une tâche de lecture et une tâche d’écriture. Des corrélations allant d’adéquates à excellentes ont été relevées entre la CBS et toutes les tâches habituelles concernant la négligence (r allant de 0,49 à 0,77, p<0,0001), excepté pour la tâche de bissection de ligne courte (5cm). La corrélation la plus forte a été notée avec le Test des cloches (nombre total d’omissions). De plus, une analyse de régression multiple a révélé que quatre tâches habituelles concernant la négligence (le nombre total d’omissions dans le Test des cloches, le point de départ dans le Test des cloches, la tâche de copie de figures et la tâche de dessin d’une horloge), prédisaient significativement la négligence comportementale. Des corrélations allant de modérées à excellentes ont été relevées entre le score d’anosognosie de la CBS et toutes les tâches habituelles concernant la négligence (r allant de 0,47 à 0,70, p<0,0001), excepté pour la tâche de bissection de lignes courtes (5 cm). La comparaison avec l’échelle d’anosognosie visuelle et motrice de Bisiach et al. (1986) a démontré une corrélation modérée avec l’anosognosie visuelle (r=0,37, p<0,05) et une faible corrélation avec l’anosognosie motrice (r=0,29, p<0,05).

Azouvi et al. (2003) ont comparé le score total de la CBS avec trois tâches habituelles mesurant la négligence, auprès de 83 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit. D’excellentes corrélations ont été relevées avec le Test des cloches (nombre d’omissions) (r = 0,76, p<0,0001) et une tâche de copie de figures (r=0,70, p<0,0001). Une corrélation adéquate a été relevée avec une courte tâche de lecture (nombre d’omissions) (r=0,54, p<0,0001). La comparaison des scores d’anosognosie de la CBS avec les tâches habituelles mesurant la négligence a révélé des corrélations allant d’adéquates à excellentes (r allant de 0,43 – 0,72, p<0,01).

Azouvi et al. (2006) ont documenté des informations concernant des données non publiées auprès de 54 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère gauche. Une corrélation adéquate a été relevée entre les scores de la CBS et le Test des cloches pour le nombre total d’omissions (r=0,41, p<0,01) et pour le nombre d’omissions à droite moins le nombre d’omissions à gauche (r=0.34, p<0.01). Aucune corrélation significatrice n’a été relevée avec le test de bissection de lignes.

Luukkainen-Markkula et al. (2011) ont comparé la CBS avec les sous-tests habituels du Behavioral Inattention Test (BIT C), auprès de 17 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit et souffrant de négligence hémi-spatiale. Le sous-test de bissection de lignes du BIT C a démontré des corrélations significatrices avec la CBS ; les corrélations se sont avérées excellentes avec les sous-tests de Toilette du visage (r=-0,64, p≤0,01) et d’Orientation du regard (r=-0,61, p≤0,01). Les corrélations se sont avérées adéquates avec les items d’Attention auditive (r=-0.56, p≤0.05) et d’Orientation spatiale (r =-0,54, p≤0,05), ainsi qu’avec le score total de la CBS (r = -0,54, p≤0,05). Inversement, l’item « Manger » de la CBS s’est avéré le seul item à démontrer une corrélation statistiquement significative avec le BIT C, révélant d’excellentes corrélations avec les sous-tests de barrage de lignes (r=-0,95, p≤0,01), de barrage de lettres (r=0,83, p≤0,01) et de barrage d’étoiles (r=-0,83, p≤0,01), ainsi qu’avec le score total du BIT C (r=-0,83, p≤0,01). Malgré les corrélations significatrices entre la CBS et les test habituels mesurant la négligence visuelle, les patients peuvent démontrer des dissociations entre la négligence visuelle et la négligence comportementale (Azouvi et al., 1995, 2002, 2006; Luukkainen-Markkula et al., 2011).

Prédictive :
Aucune étude n’a documenté d’information sur la validité prédictive de la CBS.

Construit:

Azouvi et al. (2003) ont effectué une analyse de facteur habituelle sur les scores bruts de la CBS, révélant un seul facteur sous-jacent qui expliquait 65,8% de la variance total. La matrice de facteur a démontré que les 10 items obtenaient tous une forte charge sur ce facteur (allant de 0,77 à 0,84). De plus, l’analyse de la composante principale concernant les résidus standardisés après l’extraction de la méthode linéaire n’a pas démontré de facteur fort caché dans les résidus entre les scores observés et attendus.

Convergente/Discriminante :
Azouvi et al. (1996) ont examiné la capacité de la CBS de mesurer les aspects du fonctionnement quotidien concernant la négligence, en comparant les scores de la CBS avec ceux de l’Indice de Barthel auprès de 50 patients ayant subi un AVC de l’hémishère droit – en utilisant les coefficients de corrélation de rang de Spearman. Une excellente corrélation a été relevé entre le score total de la CBS et celui de l’Indice de Barthel (rho = -0,63, p<0,0001).

Azouvi et al. (2006) ont documenté des informations concernant des données non-publies auprès de 54 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère gauche. Une corrélation adéquate a été relevée entre les scores de la CBS et ceux de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (r=-0,48, p<0,01), ainsi qu’avec ceux de la Postural Assessment for Stroke Scale (r=-0,55, p<0,001).

Groupes connus :
Azouvi de al. (1996) ont comparé la négligence comportementale identifiée par des tests habituels auprès de patients présentant ou non de la négligence, en utilisant les tests de Mann Whitney. Une différence significative entre les deux groupes a été relevée sur les scores totaux de la CBS (p<0,0001). La comparaison de l’anosognosie a révélé une différence significative entre les groupes (p<0.001), car les patients sans négligence avaient tendance à surestimer leurs difficultés (comparativement aux difficultés rapportées par le thérapeute) alors que les patients avec de la négligence tendaient à sous-estimer leurs difficultés.

Azouzi et al. (1996) n’ont pas noté de différences significatives sur les scores d’anosognosie de la CBS entre les patients avec et sans dépression.

Luukkainen-Markkula et al. (2011) ont comparé la négligence comportementale entre des patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit et présentant de la négligence hémi-spatiale et des déficits du champ de vision (n = 8), et des patients avec un champ visuels intact (n = 9) – en utilisant des tests Mann Whitney. Les patients avec des déficits visuels ont obtenu un score de négligence comportementale significativement plus sévère (c’est à dire un score total sur la CBS plus élevé) que les patients avec des champs visuels intacts (p = 0,03).

Sensibilité au changement

Samuel et al. (2000) ont noté que la CBS est sensible au changement clinique suivant une intervention de repérage visuelle, spatiale et motrice auprès de patients ayant subi un AVC et présentant de la négligence spatiale unilatérale.

Sensibilité :
Azouvi et al (1995) ont examiné la sensibilité de la CBS en déterminant la capacité de chacun de ses items de détecter la présence de négligence (c’est à dire un score de un ou plus), auprès d’un groupe de 50 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit. Les items les plus sensibles pour détecter la négligence se sont avérés les items 2 (Habillage), 4 (Conscience des membres gauches) et 8 (Collisions en se déplaçant) qui démontraient tous de la négligence dans plus de 50% des patients. Les autres items, en ordre décroissant de sensibilité, se sont avérés : l’item 1 (Toilette du visage) ; 3 (Manger) ; 10 (Effets personnels) ; 5 (Orientation du visage) ; 7 (Attention auditive) ; 9 (Orientation spatiale) ; et 4 (Nettoyage de la bouche). La CBS s’est avérée plus sensible pour détecter la négligence que les autres tests d’évaluation habituels de la négligence (le Test des cloches, une tâche de lecture et le Line cancellation test) qui, pour leur part, détectaient la négligence chez 42 à 49% des patients.

Azouvi et al. (2002) ont examiné la sensibilité de la CBS auprès de 69 patients présentant de la négligence à l’hémisphère droit. Tout comme lors de leur étude antérieure (Azouvi et al., 1995), les items les plus sensibles se sont avérés les items 4 (Conscience des membres inférieurs), 8 (Collisions) et 2 (Habillage). Les auteurs ont également comparé la sensibilité de la CBS avec une batterie d’autres tâches habituelles évaluant la négligence qui comprenaient le Test des cloches, une tâche de copie de figures, un dessin d’horloge, une tâche de bissection de lignes, un test de figures se chevauchant, une tâche de lecture et une tâche d’écriture. L’analyse de régression multiple de type Stepwise a révélé que quatre tâches habituelles de négligence (le nombre total d’omissions dans le Test des cloches, le point de départ dans le Test des cloches, la tâche de copie de figures et la tâche de dessin d’une horloge) prédisaient significativement la négligence comportementale. Ces tâches ont révélé de la négligence chez 71,84% des patients mais n’ont pas indiqué de négligence chez 16,38% des patients qui démontraient de la négligence selon la CBS. La plus grande incidence de négligence dans les tests habituels était de 50%, alors que la négligence était vue dans au moins un des dix items de la CBS chez 76% des patients. Cela indique que la CBS s’est avérée plus sensible pour détecter la négligence, même si la différence de sensibilité entre cet outil de mesure et la batterie de tests habituels de négligence n’était pas statistiquement significative.

Azouvi et al. (2003) ont comparé la sensibilité de la CBS à trois tâches habituelles mesurant la négligence auprès de 83 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit. L’incidence de négligence de chaque tâche individuelle était de 44,3% pour la tâche de copie de figure, de 53,8% pour le Test des cloches, et de 64,2% pour la tâche de lecture. Soixante-cinq% des participants ont démontré de la négligence dans au moins une des tâches, et 32,7% des participants ont démontré de la négligence dans toutes les tâches. En comparaison, 96,4% des participants ont démontré de la négligence selon le score total de la CBS. La sensibilité des items de la CBS, pris individuellement, allait de 49,5% (Attention auditive et Orientation spatiale) à 79,5% (Habillage).

Azouvi et al. (2006) ont documenté des données non publiées concernant 54 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère gauche, qui indiquaient que 77,3% des patients démontraient de la négligence à un des items de l’échelle de la CBS. Seulement 5,4% des patients démontraient de la négligence cliniquement significatrice, comparativement à 36% lors d’une étude antérieure par Azouvi et al. (2002), lorsque les patients avaient subi un AVC à l’hémisphère droit. Les trois items suivant : « Négligence des membres droits », « Habillage » et « Nettoyage de la bouche » ont présenté une plus grande incidence de négligence parmi les patients ayant subi un AVC à l’hémisphère gauche, tandis que l’item « Collisions en se déplaçant » obtenait des scores de négligence plus bas. Cette constatation est en contraste avec les études antérieures concernant les patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit (Azouvi et al., 1996, 2002).

Références

  • Azouvi, P., Bartolomeo, P., Beis, J-M., Perennou, D., Pradat-Diehl, P., & Rousseaux, M. (2006). A battery of tests for the quantitative assessment of unilateral neglect. Restorative Neurology and Neuroscience, 24, 273-85.
  • Azouvi, P., Marchal, F., Samuel, C., Morin, L., Renard, C., Louis-Dreyfus, A., Jokie, C., Wiart, L., Pradat-Diehl, P., Deloche, G., & Bergego, C. (1996). Functional consequences and awareness of unilateral neglect: Study of an evaluation scale. Neuropsychological Rehabilitation, 6(2), 133-150.
  • Azouvi, P., Olivier, S., de Montety, G., Samuel, C., Louis-Dreyfus, A., & Tesio, L. (2003). Behavioral assessment of unilateral neglect: Study of the psychometric properties of the Catherine Bergego Scale. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 84, 51-7.
  • Azouvi, P., Samuel, C., Louis-Dreyfus, A., Bernati, T., Bartolomeo, P., Beis, J-M., Chokron, S., Leclercq, M., Marchal, F., Martin, Y., de Montety, G., Olivier, S., Perennou, D., Pradat-Diehl, P., Prairial, C., Rode, G., Siéroff, E., Wiart, L., Rousseaux, M. for the French Collaborative Study Group on Assessment of Unilateral Neglect (GEREN/GRECO). (2002). Sensitivity of clinical and behavioral tests of spatial neglect after right hemisphere stroke. Journal of Neurology, Neurosurgery and Psychiatry, 73, 160-6.
  • Bergego, C., Azouvi, P., Samuel, C., Marchal, F., Louis-Dreyfus, A., Jokie, C., Morin, L., Renard, C., Pradat-Diehl, P., & Deloche, G. (1995). Validation d’une échelle d’évaluation fonctionnelle de l’héminegligence dans la vie quotidienne: l’échelle CB. Annales de Readaptation et de Medecine Physique, 38, 183-9.
  • Luukkainen-Markkula, R., Tarkka, I.M., Pitkänen, K., Sivenius, J., & Hämäläinen, H. (2011). Comparison of the Behavioral Inattention Test and the Catherine Bergego Scale in assessment of hemispatial neglect. Neuropsychological Rehabilitation, 21(1), 103-116.
  • Menon, A. & Korner-Bitensky, N. (2004). Evaluating unilateral spatial neglect post stroke: Working your way through the maze of assessment choices. Topics in Stroke Rehabilitation, 11(3), 41-66.
  • Plummer, P., Morris, M. E., & Dunai, J. (2003). Assessment of unilateral neglect. Physical Therapy, 83, 732-40.
  • Samuel, C., Louis-Dreyfus, A., Kaschel, R., Makiela, E., Troubat, M., Anselmi, N., Cannizzo, V., & Azouvi, P. (2000). Rehabilitation of very severe unilateral neglect by visuo-spatio-motor cueing: Two single case studies. Neuropsychological Rehabilitation, 10(4), 385-99.

Voir la mesure

Comment obtenir le CBSS

La Catherine Bergego Scale (CBS) peut être vue dans l’article suivant:

Azouvi, P., Marchal, F., Samuel, C., Morin, L., Renard, C., Louis-Dreyfus, A., Jokie, C., Wiart, L., Pradat-Diehl, P., Deloche, G., & Bergego, C. (1996). Functional consequences and awareness of unilateral neglect: Study of an evaluation scale. Neuropsychological Rehabilitation, 6(2), 133-150.

Table des matières

Comb and Razor Test

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

But

Le Comb and Razor Test dépiste la négligence spatiale unilatérale (NSU) au niveau de l’espace personnel des clients en évaluant leur rendement lors de l’exécution d’activités fonctionnelles, telles qu’utiliser un peigne ou appliquer du maquillage.

Revue détaillée

But de la mesure

Le Comb and Razor Test dépiste la négligence spatiale unilatérale (NSU) au niveau de l’espace personnel des clients en évaluant leur rendement lors de l’exécution d’activités fonctionnelles, telles qu’utiliser un peigne ou appliquer du maquillage.

Versions disponibles

Le Comb and Razor Test a été publié par Beschin et Robertson en 1997 et a été développé à partir d’un test de Zoccolotti et Judica (1991) (Beschin & Robertson, 1997), qui comprenait trois tâches : se coiffer, faire semblant de se raser (homme) ou utiliser de la poudre pour le visage (femme), et mettre des lunettes.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Il n’y a pas d’items dans le Comb and Razor Test. Il est demandé au patient de faire une démonstration de l’utilisation de deux objets communs durant 30 secondes chacun : 1. peigne 2. rasoir ou étui de poudre compacte.

Peigne (Hommes et femmes)

  • L’examinateur s’assoie en face du patient et tient le peigne en disant : « J’aimerais que vous peigniez vos cheveux et que vous continuiez de vous peigner jusqu’à ce que je vous dise d’arrêter. Est-ce que vous comprenez ? Commencez maintenant ».
  • L’examinateur met le chronomètre en marche au moment où le patient prend le peigne.
  • L’examinateur observe et note le nombre de coups du côté gauche et du côté droit de la tête. Tous les coups qui sont difficiles à catégoriser sont classifiés comme ambigus.
  • À la fin des 30 secondes, l’examinateur demande au patient d’arrêter et reprend le peigne.

Rasoir (Hommes)

  • L’examinateur s’assoie en face du patient et tient le rasoir en disant : « Je vais vous donner un rasoir et je veux que vous fassiez semblant de vous rasez (rasoir avec un protecteur). Je veux que vous continuiez de vous raser jusqu’à ce que je vous dise d’arrêter. Est-ce que vous comprenez ? »
  • L’examinateur met le chronomètre en marche au moment où le patient prend le rasoir.
  • L’examinateur observe et note le nombre de coups sur le côté gauche et sur le côté droit du visage. Tous les coups qui sont difficiles à catégoriser sont classifiés comme ambigus.
  • À la fin des 30 secondes, l’examinateur demande au patient d’arrêter et reprend le rasoir.

Étui de poudre compacte (Femmes)

  • L’examinateur s’assoie en face de la patiente et tient l’étui de poudre compacte ouvert en disant : « Je vais vous donner un étui de poudre compacte et je veux que vous fassiez semblant de vous mettre de la poudre sur le visage. Je veux que vous continuiez de vous mettre de la poudre jusqu’à ce que je vous dise d’arrêter. Est-ce que vous comprenez ? »
  • L’examinateur met le chronomètre en marche au moment où la patiente prend l’étui de poudre compacte.
  • L’examinateur observe et note le nombre de touchers sur le côté gauche et le côté droit du visage. Tous les touchers qui sont difficiles à catégoriser sont classifiés comme ambigus.
  • À la fin des 30 secondes, l’examinateur demande à la patiente d’arrêter et reprend l’étui de poudre compacte.

Cotation :

Il y a deux méthodes de cotation disponibles, la méthode originale de Beschin et Robertson (1997) et la méthode de cotation reformulée de McIntosh et al. (2000), qui s’avère préférable.

La méthode de cotation de Beschin et Robertson (1997) :

Le nombre de mouvements effectués à l’aide du rasoir, du peigne ou de la poudre compacte (vers la gauche, la droite ou de façon ambiguë) sont notés pour calculer un pourcentage moyen pour les trois catégories.

% gauche = (coups à gauche) / (coups à gauche + ambigus + à droite)

Le % gauche est calculé pour le peigne et le rasoir/étui de poudre compacte et le score est combiné à la formule ci-dessous de l’indice de la négligence personnelle gauche :

(% gauche rasoir/étui de poudre compacte) + (% gauche peigne) / 2

Un score < 0,35 indique la présence d’une négligence personnelle gauche. Un score > 0,35 indique l’absence d’une négligence personnelle gauche.

La méthode de cotation de McIntosh et al. (2000) :

McIntosh, Brodie, Beschin et Robertson (2000) ont développé une méthode de cotation reformulée pour le Comb et Razor Test, qui est considérée comme la méthode préférable :

% de biais = (coups à gauche – coups à droite) / (coups à gauche + ambigus + à droite)

La formule de % de biais produit un score entre -1 (négligence totale à gauche) et +1 (négligence totale à droite), avec une performance symétrique à 0.

Durée :

Le Comb and Razor Test prend environ 5 minutes afin d’être complété.

Formation :

Aucune formation n’est nécessaire.

Sous-échelles :

Aucune.

Équipements :

  • Un peigne
  • Un rasoir avec un protecteur
  • Un étui de poudre compacte
  • Un chronomètre

Versions alternatives du Comb and Razor Test

McIntosh et al. (2000) ont examiné une nouvelle méthode de cotation du Comb and Razor Test qui caractérise la négligence personnelle comme un biais latéral du comportement, sans autres hypothèses sur la direction du biais, plutôt qu’un déficit latéralisé. La formule originale du % gauche de Beschin et Robertson (1997) (voir Cotation) caractérise le comportement d’hygiène personnelle selon la proportion de l’ensemble des activités qui est dirigé vers le côté gauche du corps. Inversement, la formule de % de biais proposée par McIntosh et al. (2000) produit un score entre -1 (négligence totale à gauche) et +1 (négligence totale à droite), avec une performance symétrique à 0. La version reformulée du Comb and Razor Test a été capable de faire la distinction entre 17 patients présentant des lésions cérébrales droites suite à un AVC avec une négligence extra personnelle, et 14 patients présentant des lésions cérébrales droites suite à un AVC sans négligence extra personnelle, ainsi que de faire la distinction entre ces deux groupes de patients et des patients présentant des lésions cérébrales gauches suite à un AVC et des témoins sains. Cette version s’est également révélée plus sensible que la version originale face aux comportements anormaux de patients avec des lésions cérébrales. Dans l’indice du % gauche, 11 patients ont obtenu un résultat en dessous du score seuil, alors qu’avec le score seuil du % de biais, 20 patients ont obtenu un résultat en dessous du score seuil. En outre, tous les cas de négligence personnelle qui ont été diagnostiqués en utilisant l’indice de % gauche ont également été diagnostiqués en utilisant l’indice de % de biais. La fidélité test-rest pour 40 patients évalués à deux reprises s’est avérée excellente (r = 0,95).

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les patients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Les patients qui n’ont pas de mouvement unilatéral volontaire ou de contrôle au niveau de l’épaule, du coude et des doigts.
  • Les patients qui présentent de l’apraxie doivent être exclus, puisque cela peut affecter la validité des résultats.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Non applicable.

Sommaire

Que mesure l’outil ? La négligence spatiale unilatérale dans l’espace personnel.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage
Temps d’administration Moins de 5 minutes.
Versions Reformulated Comb and Razor Test
Langues Non applicable.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du Comb and Razor Test.

Test-retest :
Deux études ont examiné la fidélité test-retest du Comb and Razor Test, les deux ont relevé une excellente fidélité.

Inter-juges :
Aucune étude n’a examiné la fidélité inter-juges du Comb and Razor Test.

Validité Construit :
Groupes connus :
Le Comb and Razor Test est capable de faire la distinction entre différents groupes de patients (c’est-à-dire les patients ayant subi un AVC du cerveau droit, avec ou sans négligence extra personnelle, les patients ayant subi un AVC du cerveau gauche, et des individus sains).
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Non applicable.
Acceptabilité Le Comb and Razor Test ne requiert pas de formation spécifique afin d’être administré et seulement un équipement simple est nécessaire (un peigne, un rasoir avec un protecteur, un étui de poudre compacte et un chronomètre). Le test est relativement simple à coter et à interpréter. Le score est calculé en utilisant une équation mathématique. Les scores seuil pour la présence d’une négligence droite ou gauche sont fournis.
Faisabilité Le Comb and Razor Test ne requiert pas de formation spécifique afin d’être administré et seulement un équipement simple est nécessaire (un peigne, un rasoir avec un protecteur, un étui de poudre compacte et un chronomètre). Le test est relativement simple à coter et à interpréter. Le score est calculé en utilisant une équation mathématique. Les scores seuil pour la présence d’une négligence droite ou gauche sont fournis.
Comment obtenir l’outil ?

Non applicable.

Pour administrer le Comb and Razor Test, le clinicien demande au patient de faire une démonstration de l’utilisation de deux objets communs durant 30 secondes chacun : 1. peigne 2. rasoir ou étui de poudre compacte. Chaque objet est placé à la ligne médiane du patient. Un dialogue a été conçu afin d’administrer le Comb and Razor Test. Voir les Caractéristiques de la mesure dans la section consacrée à la Revue détaillée.

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 du Comb and Razor Test en tant qu’une mesure de la négligence spatiale unilatérale. Bien que facile à utiliser, cet outil a seulement de rares données sur sa fidélité et sa validité (Menon & Korner-Bitensky, 2004). Les études supplémentaires examinant les propriétés psychométriques du test ont eu de petites tailles d’échantillons. Davantage de tests sont nécessaires préalablement à l’utilisation en clinique.

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du Comb and Razor Test.

Test-retest :
Beschin et Robertson (1997) ont examiné la fidélité du Comb and Razor Test. Quarante-trois patients ayant subi un AVC ont été évalués à deux reprises. Dans cette étude, la fidélité test-retest du Comb and Razor Test était excellente (r = 0,94).

McIntosh et al. (2000) ont examiné la fidélité de la version reformulée du Comb and Razor Test en la comparant à la version originale de Beschin et Robertson (1997). Quarante patients à qui on a administré le test ont été réévalués ultérieurement. La version originale Comb and Razor Test a eu une excellente fidélité test-retest (r = 0,94).

Inter-juges :
Aucune étude n’a examiné la fidélité inter-juges du Comb and Razor Test.

Validité

Critère :

Aucune étude n’a examiné la validité de critère du Comb and Razor Test

Construit :

Groupes connus :
Beschin et Robertson (1997) ont examiné les propriétés psychométriques du Comb and Razor Test auprès de 17 patients ayant subi un AVC du cerveau droit avec une négligence extra personnelle, 14 patients sans négligence unilatérale extra personnelle, 13 patients ayant subi un AVC du cerveau gauche, et de 17 témoins du même âge. Une analyse de la variance (ANOVA) par groupe démontre que les quatre échantillons de sujets diffèrent significativement au niveau de leur rendement [F (3, 57) = 18,0; p < 0,0001]. Une série de tests exacts de Fisher a posteriori démontre des différences significatives entre toutes les paires de groupes, à l’exception du groupe des lésions cérébrales gauches qui n’a pas différé significativement du groupe témoin. Par conséquent, cet outil est capable de distinguer différents groupes de sujets (c’est-à-dire les patients ayant subi un AVC du cerveau droit, avec ou sans négligence extra personnelle, les patients ayant subi un AVC du cerveau gauche, ainsi que les individus sains).

McIntosh et al. (2000) ont examiné la validité de la version reformulée du Comb and Razor Test auprès de 88 patients ayant subi un AVC : 17 avec des lésions cérébrales droites avec une négligence extra personnelle ; 14 avec des lésions cérébrales droites sans négligence extra personnelle ; 13 avec des lésions cérébrales gauches ; et 44 témoins de même âge. Les scores moyens pour chaque groupe étaient les suivants : les patients avec les lésions cérébrales droites avec une négligence extra personnelle ont obtenu 0,25 ; les patients avec des lésions cérébrales droites sans négligence extra personnelle ont obtenu 0,37 ; les patients avec des lésions cérébrales gauches ont obtenu 0,46 ; et les témoins ont obtenu 0,43. Une ANOVA par groupe, effectuée sur les scores de % gauche, s’est avérée hautement significative [F (3, 84) = 27,54; p < 0,0001], et les tests exacts de Fisher a posteriori ont relevé des différences significatives entre les différents groupes de sujets (c’est-à-dire les patients ayant subi un AVC du cerveau droit, avec ou sans négligence extra personnelle, les patients ayant subi un AVC du cerveau gauche, ainsi que les individus sains).

Sensibilité au changement

Aucune étude n’a examiné la sensibilité au changement du Comb and Razor Test.

Références

  • Beschin, N., Robertson, I. H. (1997). Personal versusextrapersonal neglect: a group study of their dissociation using areliable clinical test. Cortex. 33, 379-384.
  • McIntosh, R. D., Brodie, E. E., Beschin, N., et al. (2000). Improving the clinical diagnosis of personal neglect: a reformulated comb and razor test. Cortex, 36, 289-292.
  • Menon, A., Korner-Bitensky, N. (2004). Evaluating unilateral spatial neglect post stroke: Working your way through the maze of assessment choices. Topics in Stroke Rehabilitation, 11(3), 41-66.
  • Zoccolotti, P., Judica, A. (1991). Functional evaluation of hemineglect by means of a semistructured scale: Personal extrapersonal differentiation. Neuropsychological Rehabilitation, 1, 33-34.
  • Zoccolotti, P., Antonucci, G., Judica, A. (1992). Psychometric characteristics of two semi-structured scales for the functional evaluation of hemi-inattention in extrapersonal and personal Space. Neuropsychological Rehabil, 2, 179-191.

Voir la mesure

Afin de compléter le Comb and Razor Test, seulement un peigne, un rasoir et un étui de poudre compacte sont nécessaires.

Table des matières

Double Letter Cancellation Test (DLCT)

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

But

Le Double Letter Cancellation Test (DLCT) est utilisé pour évaluer la présence et la sévérité de déficits de balayage visuel et il est utilisé pour évaluer la négligence spatiale unilatérale (NSU) dans l’espace extra personnel rapproché (Diller, Ben-Yishay, Gertsman, Goodkin, Gordon & Weinberg, 1974).

Revue détaillée

But de la mesure

Le Double Letter Cancellation Test (DLCT) est utilisé pour évaluer la présence et la sévérité de déficits de balayage visuel, de même que la négligence spatiale unilatérale (NSU) dans l’espace extra personnel rapproché (Diller, Ben-Yishay, Gertsman, Goodkin, Gordon & Weinberg, 1974).

Versions disponibles

Le DLCT a été publié par Diller et al. en 1974.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Il n’y a pas réellement d’items du DLCT.

Il est demandé au patient de regarder une feuille de papier 8.5″x11″ contenant 6 lignes avec 52 lettres par lignes. Simultanément, les lettres stimulus C et E sont présentées 105 fois. Le patient reçoit l’instruction de tracer une marque sur toutes les lettres C et E. Le temps nécessaire pour compléter le test est noté.

Ce test peut constituer un plus grand défi que l’élimination de formes ou de couleurs, puisqu’il exige la discrimination de deux lettres (C et E) parmi les rangées de lettres. Les lettres sont disposées dans des rangées structurées, et ainsi, nécessite moins de compétences organisationnelles que lorsque les formes sont dispersées de façon aléatoire sur la page ; ce qui permet au thérapeute d’examiner de plus près le problème d’attention sans le facteur confondant de l’organisation visuelle.

Pour commencer le DLCT, le thérapeute place la feuille de test à la ligne médiane du patient et la fixe avec du ruban adhésif. Il pointe ensuite la ligne d’essai en demandant au patient de marquer les C et les E. Si le patient est incapable d’accomplir l’essai, des instructions supplémentaires sont données. Si l’essai est correctement accompli, le thérapeute va ensuite donner les instructions comme suit : « Regardez les lettres sur cette page. Tracez une ligne sur chaque C et E. Prêt, commencez ici ». Le thérapeute pointe la première lettre de la première rangée et commence à chronométrer le patient.

Cotation :

Le score est calculé en soustrayant le nombre d’omissions (les C et les E qui n’ont pas été barrés) du score possible parfait de 105. Des scores élevés indiquent de meilleures performances. Le temps et le nombre total d’erreurs devraient être notés. Selon Diller et al. (1974), 13 sujets témoins ont eu une erreur médiane de 1 avec un temps d’exécution de 100 secondes. Les erreurs sur le côté droit de la page devraient être comparées avec celles sur le côté gauche de la page. Des erreurs dispersées de façon aléatoire indiquent un manque d’attention soutenue. Les erreurs concentrées sur une moitié de la page (gauche ou droite) indiquent une négligence spatiale unilatérale. Les autres lettres barrées sont rarement observées et ne sont donc pas incluses dans les analyses.

La démarche générale du patient lors de la tâche devrait être observée : c’est-à-dire est-ce que le patient travaille de gauche à droite ou se déplace de façon aléatoire sur la page ? ; est-ce que le temps de performance est lent ? ; est-ce que le patient choisit de façon sélective la réponse adéquate, ou marque fréquemment des lettres non visées).

Des données normatives ont été publiées selon le sexe et l’âge, basées sur les résultats de 241 patients avec des lésions à l’hémisphère droit (Gordon, Ruckdeschel-Hibbard, Egelko, Diller, Simmens & Langer, 1984).

Durée :

Moins de 5 minutes.

Formation :

Aucune typiquement documentée.

Sous-échelles :

Aucune.

Équipements :

  • Page de papier 11 x 8,5 pouces contenant 6 lignes avec 52 lettres par lignes et les lettres stimulus C et E présentées 105 fois.
  • Crayon
  • Chronomètre

Versions alternatives du DLCT

  • Version en nombre du DLCT (Wade, Wood & Hewer, 1988).Un test similaire au DLCT se servant de nombres au lieu de lettres a été créé. Il est demandé au patient d’éliminer tous les 1 et les 4 des rangées de nombres. Des données normatives pour cette forme du DLCT ont été recueillies auprès de 51 individus âgés (Wade et al., 1988).
  • Le sous-test de barrage de lettre du Behavorial Inattention Test (Wilson, Cockburn & Halligan, 1987).Une feuille de papier avec 5 lignes de lettres (34 par lignes) est présentée au patient. Le patient reçoit l’instruction de tracer une marque sur toutes les lettres E et R. Le score maximum est de 40 (20 à gauche, 20 à droite).

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

Les patients ayant subi un AVC.

  • Les patients doivent être capables de tenir un crayon pour compléter le test (la présence d’apraxie peut nuire à cette habileté)
  • Les patients doivent être capables de reconnaître les lettres de l’alphabet pour compléter le test

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Le DLCT nécessite des compétences linguistiques suffisantes pour identifier les lettres. Par conséquent, le DLCT n’est peut-être pas approprié pour les patients avec une aphasie réceptive.
  • Le DLCT n’est peut-être pas approprié pour les patients avec une mauvaise vue puisque les lettres peuvent sembler trop petites.
  • Le DLCT ne peut pas être utilisé pour faire la distinction entre une négligence sensorielle et une négligence motrice, car il nécessite à la fois de la recherche visuelle et de l’exploration manuelle.
  • Le DLCT ne peut pas être complété par un proche aidant.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Le DLCT a été utilisé avec des patients s’exprimant en anglais et en français.

Une version en hébreu du DLCT a été utilisée dans certaines études en tant qu’élément du Behavioral Inattention Test (par ex. Friedman & Nachman-Katz, 2004).

Sommaire

Que mesure l’outil ? La négligence spatiale unilatérale (NSU) dans l’espace extra personnel rapproché.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage
Temps d’administration Moins de 5 minutes.
Versions Aucune.
Langues

Le DLCT a été utilisé avec des patients s’exprimant en anglais et en français.

Une version en hébreu du DLCT a été utilisée dans certaines études en tant qu’élément du Behavioral Inattention Test.

Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du DLCT.

Test-retest :
Une étude a examiné la fidélité test-retest du DLCT et a relevé une fidélité adéquate.

Validité Construit :
Corrélation adéquate avec les lésions moyennes au CT-Scan.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Non applicable.
Acceptabilité
  • Le DLCT devrait être utilisé comme un outil de dépistage plutôt que comme un outil de diagnostic clinique de la négligence spatiale unilatérale.
  • L’apraxie doit être écartée, car cela peut affecter la validité des résultats.
  • Le test ne peut pas être complété par un proche aidant.
  • Le DLCT est connu pour être une mesure de la négligence spatiale unilatérale plus difficile que le Single Letter Cancellation Test.
  • Les patients doivent être capables de tenir un crayon.
  • Le DLCT nécessite des compétences linguistiques suffisantes pour identifier les lettres et, par conséquent, il n’est peut-être pas approprié pour les patients avec une aphasie réceptive.
  • Les patients avec une mauvaise vue peuvent ne pas être capables de compléter le DLCT puisque les lettres peuvent sembler trop petites.
  • Le DLCT ne peut pas être utilisé pour faire la distinction entre une négligence sensorielle et une négligence motrice.
Faisabilité Le DLCT ne requiert pas de formation spécialisée pour être administré et seulement un équipement minimal est nécessaire (un crayon, un chronomètre et la feuille de test). Le test est simple à coter et à interpréter. Aucun score seuil suggéré pour la présence de négligence spatiale unilatérale n’est fourni pour le DLCT, mais des données normatives ont été publiées (voir Gordon, Ruckdeschel-Hibbard, Egelko, Diller, Simmens, & Langer, 1984). Le test est placé à la ligne médiane du patient et il est fixé avec du ruban adhésif. Le temps que prend le patient pour compléter le test est noté.
Comment obtenir l’outil ? Veuillez cliquer ici pour voir un exemplaire du DLCT.

Propriétés psychométriques

Résumé

En général, les tests d’élimination sont considérés comme ayant une meilleure fidélité test-retest que les tests de bissection de ligne et sont souvent plus sensibles pour détecter la négligence spatiale unilatérale que les tests de bissection de ligne (Marsh & Kersel, 1993; Azouvi et al., 2002). Il a été noté que le DLCT présentait des propriétés psychométriques adéquates, incluant quelques évidences sur la fidélité et la validité au niveau de l’identification de la négligence spatiale unilatérale dans l’espace extra personnel rapproché (Menon & Korner-Bitensky, 2004). Aux fins de ce module, une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du DLCT.

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune évidence.

Test-retest :
Gordon et al. (1984) ont examiné la fidélité test-retest du DLCT auprès d’un groupe de 31 individus et ont relevé une fidélité adéquate (r = 0,62).

Validité

Construit :

Egelko et al. (1988) ont noté que le DLCT corrélait adéquatement avec les lésions moyennes au CT-scan (r = -0,35).
Note : Cette corrélation est négative, car un score élevé au DLCT indique une meilleure performance, alors qu’un score élevé au CT-scan indique davantage de lésions cérébrales.

Critère :

Aucune évidence.

Sensibilité au changement

Aucune évidence.

Références

  • Azouvi, P., Samuel, C., Louis-Dreyfus, A., et al. (2002). Sensitivity of clinical and behavioural tests of spatial neglect after right hemisphere stroke. J Neurol Neurosurg Psychiatry, 73, 160 -166.
  • Diller, L., Ben-Yishay, Y., Gerstman, L. J., Goodin, R., Gordon, W., Weinberg, J. (1974). Studies in scanning behavior in hemiplegia. Rehabilitation Monograph No. 50, Studies in cognition and rehabilitation in hemiplegia. New York: New York University Medical Center, Institute of Rehabilitation Medicine.
  • Egelko, S., Gordon, W. A., Hibbard, M. R., Diller, L., Lieberman, A., Holliday, R., Ragnarsson, K., Shaver, M. S., Orazem, J. (1988). Relationship among CT scans, neurological exam, and neuropsychological test performance in right-brain-damaged stroke patients. J Clin Exp Neuropsychol, 10, 539-564.
  • Friedmann, N., Nachman-Katz, I. (2004). Developmental neglect dyslexia in a hebrew-reading child. Cortex, 40(2), 301-313.
  • Gordon, W. A., Ruckdeschel-Hibbard, M., Egelko, S., Diller, L., Simmens, S., Langer, K., Sano, M., Orazem, J., Weinberg, J. (1984). Single Letter Cancellation Test in Evaluation of the Deficits Associated with Right Brain Damage: Normative Data on the Institute of Rehabilitation Medicine Test Battery. pp1-7, New York: New York University Medical Center.
  • Ladavas, E. (1994). The role of visual attention in neglect: A dissociation between perceptual and directional motor neglect. Neuropsychological Rehabilitation, 4, 155-159.
  • Marsh, N. V., Kersel, D. A. (1993). Screening tests for visual neglect following stroke. Neuropsychological Rehabilitation, 3, 245-257.
  • Menon, A., Korner-Bitensky, N. (2004). Evaluating unilateral spatial neglect post stroke: Working your way through the maze of assessment choices. Topics in Stroke Rehabilitation, 11(3), 41-66.
  • Wade, D. T., Wood, V. A., Hewer, R. L. (1988). Recovery of cognitive function soon after stroke: A study of visual neglect, attention span and verbal recall. Journal of Neurology, Neurosurgery ,and Psychiatry, 51, 10-13.
  • Wilson, B., Cockburn, J., Halligan, P. (1987). Development of a behavioural test of visuospatial neglect. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 68, 98-102.

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Le DLCT peut être acheté en tant qu’élément du Behavioral Inattention Test de Harcourt Assessment en cliquant sur le lien suivant : http://www.harcourt-uk.com/product.aspx?skey=2906

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Table des matières

Draw-a-Man Test

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

But

Le Draw-A-Man Test (Goodenough, 1926) a été largement utilisé comme une mesure de la maturité intellectuelle chez l’enfant, pour déterminer le type de personnalité et le matériel inconscient, et dans le cadre de batteries de tests neuropsychologiques. Le test a aussi été utilisé pour identifier la présence de négligence spatiale unilatérale (NSU) chez les patients adultes post-AVC.

Revue détaillée

But de la mesure

Le Draw-A-Man Test (Goodenough, 1926) a été largement utilisé comme une mesure de la maturité intellectuelle chez l’enfant, pour déterminer le type de personnalité et le matériel inconscient, et dans le cadre de batteries de tests neuropsychologiques. Le test a aussi été utilisé pour identifier la présence de négligence spatiale unilatérale (NSU) chez les patients adultes post-AVC.

Versions disponibles

Le Draw-A-Man Test a été publié par Goodenough en 1926.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Il n’y a pas réellement d’items dans le Draw-A-Man Test. Une feuille blanche (8,5×11) intitulée « Dessiner un homme en entier » et un crayon sont donnés au patient en lui demandant de dessiner de mémoire un homme en entier.

Cotation :

Chen-Sea (2000) a développé une nouvelle méthode de cotation pour le Draw-A-Man Test, spécifiquement pour évaluer la présence d’une négligence spatiale unilatérale. Au lieu d’utiliser la méthode originale de cotation quantitative sur 10 points, qui n’était pas capable de distinguer les patients avec une négligence personnelle des témoins sains, cette nouvelle méthode note les dessins qui montrent seulement des parties du corps unilatérales homogènes comme ayant une négligence spatiale unilatérale, et ceux avec des parties du corps bilatérales homogènes comme normaux. Ce système de cotation s’est révélé avoir une fidélité inter-juges plus élevée. L’accord entre deux évaluateurs s’est avéré de 95,45 % pour les participants sans lésions cérébrales, et de 100 % pour les participants ayant subi un AVC, ce qui démontre la capacité de cette méthode de cotation de discriminer les patients avec une négligence personnelle de ceux qui ne présentent pas de négligence.

Durée :

Moins de 5 minutes sont nécessaires pour compléter le Draw-A-Man Test.

Formation :

L’examinateur doit être en mesure de distinguer les parties du corps unilatérales homogènes (indiquent la présence d’une négligence spatiale unilatérale) des parties du corps bilatérales homogènes (indiquant un fonctionnement normal), telles que dessinées par le patient.

Sous-échelles :

Aucune.

Équipements :

Un crayon et une feuille blanche (8,5×11) intitulée «Dessiner un homme en entier».

Versions alternatives du Draw-A-Man Test

Méthode de cotation quantitative sur 10 points du Draw-A-Man Test

En utilisant une feuille blanche et un crayon, le patient assis doit dessiner un homme en entier. Le dessin est noté en donnant un point pour la présence de chacune des parties de corps suivantes : tête, tronc, bras droit, bras gauche, main droite, main gauche, jambe droite, jambe gauche, pied droit et pied gauche. Le score total de cette version du test est de 10 (voir Figure 1). Cette méthode ne s’est pas révélée être en mesure de distinguer les patients avec une négligence personnelle des témoins sains (Chen-Sea, 1995b).

Figure 1. Score parfait de 10 points.

(Source: Chen-Sea, 2000)

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les patients ayant subi un AVC.
  • Les patients doivent être capables de tenir un crayon pour compléter le test.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Les patients ayant subi un AVC gauche ou les patients qui sont gauchers.
  • La présence d’apraxie doit être écartée considérant que cela peut influencer la validité des résultats.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Non applicable.

Sommaire

Que mesure l’outil ?

La négligence spatiale unilatérale dans l’espace personnel et extra personnel (ainsi que la présence d’anosognosie).

Autres concepts : capacités intellectuelles/fonctions cognitives/image corporelle.

Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les adultes ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage
Temps d’administration Moins de 5 minutes.
Versions Méthode de cotation quantitative sur 10 points du Draw-A-Man Test.
Langues Non applicable.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du Draw-A-Man Test.

Test-retest :
Deux études ont examiné la fidélité test-retest du Draw-A-Man Test et les deux ont relevé une fidélité adéquate.

Inter-juges :
Une étude a examiné la fidélité inter-juges du Draw-A-Man Test et a relevé une excellente fidélité.

Validité Construit :
Convergente :
Le Draw-A-Man Test a corrélé avec la mesure de rendement aux activités de la vie quotidienne (AVQ) de l’Échelle des activités de la vie quotidienne de Klein-Bell (Klein-Bell ADL Scale).

Groupes connus :
Le Draw-A-Man Test a été capable de discriminer entre des patients présentant une négligence personnelle de ceux qui ne présentent pas de négligence.

Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Non applicable.
Acceptabilité Le Draw-A-Man Test doit être utilisé comme un outil de dépistage plutôt qu’un outil de diagnostic clinique de la négligence spatiale unilatérale. L’apraxie doit être écartée puisqu’elle peut affecter la validité des résultats. Le test ne peut pas être complété par un proche aidant. Les patients doivent être capables de tenir un crayon. Les patients avec une hémiparésie de leur côté dominant peuvent avoir de la difficulté à compléter le test.
Faisabilité Le Draw-A-Man Test prend seulement 5 minutes afin d’être complété et une formation minimale est requise pour le coter (dois être capable de distinguer les parties du corps unilatérales homogènes des parties du corps bilatérales homogènes). Seulement un équipement simple est nécessaire (un crayon et une feuille).
Comment obtenir l’outil ? Seulement une feuille blanche (8,5×11) intitulée «Dessiner un homme en entier» et un crayon sont nécessaires. Il est demandé au patient de dessiner de mémoire un homme en entier.

Propriétés psychométriques

Résumé

Le Draw-A-Man Test a rarement été utilisé avec les patients ayant subi un AVC dans l’hémisphère droit pour évaluer la négligence spatiale unilatérale. Aux fins de ce module, une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du Draw-A-Man Test comme mesure de la négligence spatiale unilatérale.

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune évidence.

Test-retest :
Chen-Sea 1995 (documenté dans Chen-Sea, 2000) a administré le Draw-A-Man Test à 19 patients ayant subi un AVC lors d’une étude pilote, et a relevé une fidélité test-retest adéquate (r = 0,50).

Gordon et al. (1984) a précédemment noté une fidélité test-retest adéquate pour le Draw-A-Man Test (r = 0,62) auprès de patients avec des lésions cérébrales droites.

Inter-juges
Chen-Sea 1995 (documenté dans Chen-Sea, 2000) a administré le Draw-A-Man Test à 19 patients ayant subi un AVC lors d’une étude pilote, et a relevé une excellente fidélité inter-juges (r = 0,96).

Chen-Sea (2000) a administré le Draw-A-Man Test à 51 patients ayant subi un AVC et 110 témoins du même âge sans lésions cérébrales. Le test s’est avéré présenter une fidélité inter-juges élevée, car les deux évaluateurs en aveugle ont obtenu 96 % d’accord pour les patients avec une négligence et 100 % d’accord pour ceux sans négligence.

Validité

Critère :

Aucune évidence.

Construit :

Convergente:
Chen-Sea (2000) a relevé des corrélations significatives entre le Draw-A-Man Test et la mesure de rendement aux activités de la vie quotidienne (AVQ) de l’Échelle des activités de la vie quotidienne de Klein-Bell (Klein-Bell ADL Scale –Klein & Bell, 1979). Les individus présentant une négligence personnelle ont obtenu de moins bons résultats dans les cinq domaines des AVQ, comparativement à ceux qui ne présentent pas de négligence.

Groupes connus :
Chen-Sea (2000) a administré le Draw-A-Man Test à 51 patients ayant subi un AVC et 110 témoins de même âge sans lésions cérébrales, et a constaté que tous les témoins ont été correctement classés comme normaux, et 13 des 51 patients ayant subi un AVC ont été classés comme ayant une négligence spatiale unilatérale. Les résultats de cette étude démontrent la capacité du Draw-A-Man Test de distinguer entre des patients avec une négligence personnelle de ceux qui ne présentent pas de négligence.

Sensibilité au changement

Aucune évidence.

Références

  • Chen-Sea, M-J. (1995a). Test-retest reliability of Draw-A-Man Test. Unpublished manuscript, National Cheng Kung University, Tainan, Taiwan.
  • Chen-Sea, M-J. (1995b). Performance of normal and right CVA patients on Draw-A-Man Test. Unpublished manuscript, National Cheng Kung University, Tainan, Taiwan.
  • Chen-Sea, MJ. (2000). Validating the Draw-A-Man Test as a personal neglect test. Am J Occup Therap, 54, 391-397.
  • Goodenough, F. L. (1926). The measurement of intelligence by drawing. New York: World Books.
  • Gordon, W. A., Ruckdeschel-Hibbard, M., Egelko, S., Diller, L., Simmens, S., Langer, K. (1984). Single Letter Cancellation Test in Evaluation of the Deficits Associated with Right Brain Damage: Normative Data on the Institute of Rehabilitation Medicine Test Battery. New York: New York University Medical Center.
  • Klein, R. M., Bell, B. J. (1979). Klein-Bell Activity of Daily Living Scale: Manual. Seattle: Division of Occupational Therapy, University of Washington.

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Comment obtenir le Draw-A-Man Test ?

Seulement une feuille blanche (8,5×11) intitulée «Dessiner un homme en entier» et un crayon sont nécessaires.

Table des matières

Line Bisection Test

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

But

Le Line Bisection Test est une mesure rapide pour détecter la présence d’une négligence spatiale unilatérale (NSU). Pour compléter le test, il suffit de mettre une marque avec un crayon à travers le centre d’une série de lignes horizontales. Généralement, un décalage de la marque de bissection vers le côté de la lésion cérébrale est interprété comme un symptôme de négligence.

Revue détaillée

But de la mesure

Le Line Bisection Test est une mesure rapide pour détecter la présence d’une négligence spatiale unilatérale (NSU). Pour compléter le test, il suffit de mettre une marque avec un crayon à travers le centre d’une série de lignes horizontales. Généralement, un décalage de la marque de bissection vers le côté de la lésion cérébrale est interprété comme un symptôme de négligence.

Versions disponibles

Il existe plusieurs versions du Line Bisection Test et les procédures sont rarement standardisées, sauf lorsque le Line Bisection Test est utilisé comme un item d’une batterie de tests standardisés (Plummer, Morris & Dunai, 2003).

La relation entre la ligne bissectrice anormale et la négligence visuelle a été observée depuis plus d’un siècle (ex. Axenfeld, 1984; Liepmann & Kalmus, 1900). En 1980, Schenkenberg, Bradford et Ajax ont formellement évalué cette méthode de détection de la présence d’une négligence visuelle chez les patients avec des lésions à l’hémisphère non dominant et ils sont considérés comme les premiers à évaluer statistiquement cette méthode.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Il est demandé demande aux patients de placer une marque avec un crayon (avec la main qu’ils privilégient ou leur main non affectée) à travers le centre d’une série de 18 lignes horizontales sur une page de 11 x 8,5 pouces.

Cotation :

Le test est coté en mesurant la déviation de la bissection par rapport au vrai centre de la ligne. Une déviation de plus de 6 mm par rapport au point médian indique une négligence spatiale unilatérale. Une omission de deux lignes ou plus sur une moitié de la page indique une négligence spatiale unilatérale.

  • A. Bissection de ligne normale
  • B. Bissection de ligne fortement altérée

Durée :

Le test prend moins de 5 minutes pour être complété.

Formation :

Aucune formation n’est typiquement documentée.

Sous-échelles :

Aucune.

Équipements :

  • Une page de papier de 11 x 8,5 pouces avec 18 lignes horizontales
  • Un crayon

Versions alternatives du Line Bisection Test

Le Line Bisection Test peut être présenté sous diverses formes. Certaines études utilisent 18 lignes horizontales, alors que d’autres études ont utilisé une seule ligne (Parton, Malhotra & Husain, 2004) ou une série de 10 lignes (Ferber & Karnath, 2001). Le Line Bisection Test est aussi offert dans le cadre de certaines batteries de tests standardisés, tel que le Behavioural Inattention Test (Wilson, Cockburn, Halligan, 1987; Schubert & Spatt, 2001).

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les patients ayant subi un AVC.
  • Les patients doivent être capables de tenir un crayon afin d’accomplir la tâche (la présence d’apraxie peut altérer cette capacité).

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Le Line Bisection Test doit être utilisé avec précaution dans le diagnostic clinique de la négligence spatiale : Ferber et Karnath (2001) ont noté que la déviation dans la bissection de ligne n’était pas évidente chez 40% des patients dans leur échantillon qui avaient une négligence sévère. En comparaison, chacun des quatre tests d’élimination administrés dans cette étude (Line Crossing, Letter Cancellation, Star Cancellation Test et Bells Test) ont omis 6% des sujets et peuvent être préférables au Line Bisection Test pour diagnostiquer la négligence spatiale unilatérale.
  • Le rendement au Line Bisection Test peut être influencé ou peut renseigner sur d’autres syndromes autres que la négligence spatiale, telle que l’hémianopsie (une détérioration des voies optiques qui entraîne une perte de vision dans la moitié du champ visuel – Ferber & Karnath, 2001). Par conséquent, le Line Bisection Test n’est pas une mesure hautement spécifique de la négligence spatiale unilatérale.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Non applicable.

Sommaire

Que mesure l’outil ? La négligence spatiale unilatérale (NSU) dans l’espace extra personnel.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage
Temps d’administration Moins de 5 minutes.
Versions Il existe plusieurs versions du Line Bisection Test et les procédures sont rarement standardisées, sauf lorsque le Line Bisection Test est utilisé comme un item d’une batterie de tests standardisés tel que le Behavioural Inattention Test.
Langues Non applicable.
Propriétés psychométriques
Fidélité Test-retest :
Quatre études ont examiné la fidélité test-retest du Line Bisection Test ; trois études ont relevé une excellente fidélité et une a relevé une fidélité adéquate.
Validité Critère :
Une étude a relevé que lorsque le Line Bisection Test a été comparé à d’autres tests d’élimination, la sensibilité du test pour détecter la négligence visuo-spatiale chez les patients âgés ayant subi un AVC s’est avérée de 76,4%.

Construit :
Convergente :
Excellentes corrélations avec le Test d’Albert et la Baking Tray Task. Corrélations adéquates avec le Star Cancellation Test et avec la moyenne des lésions au CT-scan. Faible corrélation avec le Test de dessin d’horloge.

Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Non applicable.
Acceptabilité Le Line Bisection Test devrait être utilisé comme un outil de dépistage plutôt que comme un outil de diagnostic clinique de la négligence spatiale unilatérale. Le rendement au Line Bisection Test peut être influencé ou peut renseigner sur d’autres syndromes outre que la négligence spatiale, telle que l’hémianopsie. L’apraxie doit être écartée puisqu’elle peut affecter la validité des résultats du test. Ce test ne peut pas être complété par un proche aidant. Les patients doivent être capables de tenir un crayon pour accomplir le test.
Faisabilité Le Line Bisection Test prend seulement 5 minutes pour être compléter et est simple à coter. Seulement un équipement simple est nécessaire (un crayon et un papier avec 18 lignes horizontales).
Comment obtenir l’outil ? Le Line Bisection Test peut être acheté en tant qu’élément du Behavorial Inattention Test du Pearson Assessment en cliquant sur le lien suivant : http://pearsonassess.ca/haiweb/Cultures/en-CA/Products/Product+Detail.htm?CS_Category=&CS_Catalog=TPC-CACatalog&CS_ProductID=749129972

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 du Line Bisection Test. Le test a été évalué dans plusieurs études quant à sa validité de critère, ce qui a permis de mettre en évidence ses fortes propriétés psychométriques en comparaison à d’autres tests papier-crayon (Menon & Korner-Bitensky, 2004).

Fidélité

Test-retest :
Schenkenberg et al. (1980) ont examiné la fidélité test-retest du Line Bisection Test auprès de patients présentant des lésions de l’hémisphère droit, des lésions diffuses, des lésions de l’hémisphère gauche et des témoins hospitalisés, et ont relevé excellente fidélité test-retest variant de r = 0,84 à r = 0,93.

De façon similaire, Chen-Sea et Henderson (1994) ont relevé une excellente fidélité test-retest de r = 0,93 pour le Line Bisection Test.

Kinsella, Packer, Ng, Olver et Stark (1995) ont relevé une fidélité test-retest adéquate pour le Line Bisection Test (r de Pearson = 0,64).

Bailey, Riddoch et Crome (2004) ont examiné la fidélité test-retest du Line Bisection Test auprès de patients âgés ayant subi un AVC (85 patients avec une négligence et 83 patients sans négligence). Les patients ont été évalués à deux reprises à un intervalle d’une heure. Le coefficient de corrélation intraclasse (CCI) s’est avéré excellent pour les patients avec une négligence (CCI = 0,97).

Validité

Critère :

Bailey, Riddoch et Crome (2000) ont noté que lorsque le Line Bisection Test a été comparé à d’autres tests d’élimination, la sensibilité du test pour détecter la négligence visuo-spatiale chez les patients âgés ayant subi un AVC était de 76,4%.

Construit :

Marsh et Kersel (1993) ont examiné la validité de construit du Line Bisection Test en établissant une corrélation entre le test et le Star Cancellation Test, à l’aide de la corrélation de Pearson, auprès d’un échantillon de 27 patients en réadaptation ayant des antécédents d’AVC. Les deux mesures se sont révélées avoir une corrélation négative adéquate (r = -0,40). La corrélation est négative, car un haut score au Line Bisection Test indique une négligence spatiale unilatérale, alors qu’un score près de 0 au Star Cancellation Test indique l’absence d’une négligence spatiale unilatérale.

Egelko et al. (1988) ont établi une corrélation entre les scores au Line Bisection Test et la moyenne des lésions au CT-scan, et les lésions au CT-scan au niveau du lobe temporal, du lobe pariétal et du lobe occipital. Toutes les corrélations se sont avérées adéquates (respectivement, r = -0,44 ; -0,59 ; -0,37 et -0,42).

Friedman (1990) a examiné si le Line Bisection Test était corrélé avec le résultat fonctionnel chez 82 patients âgés, dans un délai de 14 jours d’un AVC non lacunaire. À l’évaluation au moment du congé, les patients avec une bissection de ligne altérée ont obtenu un résultat fonctionnel plus faible que ceux avec une bissection de ligne normale, tel que mesuré par les scores à l’Index de Barthel, par la vitesse de marche et par la destination au moment du congé. Lorsque les patients avec une bissection de ligne altérée ont été divisés en deux groupes selon le score à la bissection de ligne, les patients sévèrement affectés ont obtenu un résultat fonctionnel inférieur aux patients faiblement affectés.

Convergente :
Agrell, Dehlin et Dahlgren (1997) ont comparé les rendements de 57 patients âgés ayant subi un AVC sur cinq différents tests évaluant la négligence visuo-spatiale (le Star Cancellation Test, le Line Crossing-Test d’Albert, le Line Bisection Test, le Clock Drawing Test et le Copy A Cross). Le Line Bisection Test a démontré une excellente corrélation avec le Line Crossing–Test d’Albert (r = 0,85), et une corrélation adéquate avec le Star Cancellation Test (r = -0,33).

Bailey, Riddoch et Crome (2000) ont administré le Line Bisection Test et la Baking Tray Task à 107 patients avec des lésions cérébrales au côté droit ou gauche, et à 43 témoins du même âge. La Baking Tray Task a démontré une excellente corrélation avec le Line Bisection Test (r = -0,66). Cette corrélation est négative, car un score élevé au Line Bisection Test indique la présence d’une négligence spatiale unilatérale, alors qu’un score élevé à la Baking Tray Task indique un rendement normal.

Binder, Marshall, Lazer, Benjamin et Mohr (1992) ont comparé les rendements à la bissection de ligne et au Letter Cancellation dans un groupe de 34 patients avec des lésions cérébrales au côté droit. Ils n’ont relevé aucune corrélation significative (r = 0,39) entre les scores aux deux tests.

De façon similaire, Schubert et Spatt (2001) ont noté que chez 20 patients avec un AVC à l’hémisphère droit, aucune corrélation significative n’a été relevée entre le Line Bisection Test et le Star Cancellation Test (r = 0,48). De plus, cinq patients avec un rendement altéré sur l’un des tests ont obtenu un score dans les valeurs normales pour l’autre test.

Shiai, Sugishita, Ichikawa, Gono et Watabiki (1993) ont examiné la validité de construit du test de l’horloge (Clock Drawing Test) et ont relevé une faible corrélation avec le Line Bisection Test (r = 0,05).

Groupes connus :
Schenkenberg et al. (1980) ont relevé que le rendement au Line Bisection Test peut distinguer les patients avec des lésions à l’hémisphère droit des patients avec des lésions diffuses, des patients avec des lésions à l’hémisphère gauche et des témoins hospitalisés.

Sensibilité au changement

Aucune évidence.

Références

  • Agrell, B. M., Dehlin, O. I., Dahlgren, C. J. (1997). Neglect in elderly stroke patients: a comparison of five tests. Psychiatry Clin Neurosci, 51(5), 295-300.
  • Axenfeld, D. (1894). Eine einfache Methode Hemianopsie zu constatiren. Neurol Centralbl, 437-438.
  • Bailey, M. J., Riddoch, M. J., Crome, P. (2000). Evaluation of a test battery for hemineglect in elderly stroke patients for use by therapists in clinical practice. NeuroRehabilitation, 14, 139-150.
  • Bailey, M. J., Riddoch, M. J., Crome, P. (2004). Test-retest stability of three tests for unilateral visual neglect in patients with stroke: Star Cancellation, Line Bisection, and the Baking Tray Task. Neurophsychological Rehabilitation, 14(4), 403-419.
  • Barton, J. J. S., Black, S. E. (1998). Line bisection in hemianopia. J Neurol Neurosurg Psychiatry, 64, 660-662.
  • Binder, J., Marshall, R., Lazar, R., Benjamin, J., Mohr, J. P. (1992). Distinct syndromes of hemineglect. Archiv Neurology, 49, 1187-1194.
  • Chen-Sea, M. J., Henderson, A. (1994). The reliability and validity of visuospatial inattention tests with stroke patients. Occup Ther Int, 1, 36-48.
  • Egelko, S., Gordon, W. A., Hibbard, M. R., Diller, L., Lieberman, A., Holliday, R., Ragnarsson, K., Shaver, M. S., Orazem, J. (1988). Relationship among CT scans, neurological exam, and neuropsychological test performance in right-brain-damaged stroke patients. J Clin Exp Neuropsychol, 10, 539-564.
  • Ferber, S., Karnath, H. O. (2001). How to assess spatial neglect–Line Bisection or Cancellation Tests? J Clin Expl Neuropsychol, 23, 599-607.
  • Friedman, P. J. (1990). Spatial neglect in acute stroke: the Line Bisection Test. Scand J Rehabil Med, 22, 101-106.
  • Ishiai,S., Sugishita, M., Ichikawa, T., Gono, S., Watabiki, S. (1993). Clock-drawing test and unilateral spatial neglect. Neurology. 43, 106-110.
  • Kinsella, G., Packer, S., Ng, K., Olver, J., Stark, R. (1995). Continuing issues in the assessment of neglect. Neuropsychological Rehabilitation, 5(3), 239-258.
  • Liepmann, H., Kalmus, E. (1900). Ãœber einer Augenma beta störung beu Hemianopikern. Berlin Klin Wochenschr, 38, 838-842.
  • Marsh, N. V., Kersel, D. A. (1993). Screening tests for visual neglect following stroke. Neuropsychological Rehabilitation, 3, 245-257.
  • Menon, A., Korner-Bitensky, N. (2004). Evaluating unilateral spatial neglect post stroke: Working your way through the maze of assessment choices. Topics in Stroke Rehabilitation, 11(3), 41-66.
  • Parton, A., Malhotra, P., Husain, M. (2004). Hemispatial neglect. J Neurol Neurosurg Psychiatry, 75, 13-21.
  • Plummer, P., Morris, M. E., Dunai, J. (2003). Assessment of unilateral neglect. Phys Ther, 83(8), 732-740.
  • Schenkenberg, T., Bradford, D. C., Ajax, E. T. (1980). Line bisection and unilateral visual neglect in patients with neurological impairment. Neurology. 30, 509-517.
  • Schubert, F., Spatt, J. (2001). Double dissociations between neglect tests: Possible relation to lesion site. Eur Neurol, 45, 160-164.
  • Wilson, B. A., Cockburn, J., Halligan, P. W. (1987). Behavioural Inattention Test. Titchfield, Hants, England: Thames Valley Test Company Ltd.

Voir la mesure

Comment obtenir le Line Bisection Test ?

Cliquez ici pour obtenir un exemplaire du Line Bisection Test.

Le Line Bisection Test peut être acheté en tant qu’élément du Behavioural Inattention Test du Pearson Assessment en cliquant sur le lien suivant :

http://pearsonassess.ca/haiweb/Cultures/en-CA/Products/Product+Detail.htm?CS_Category=&CS_Catalog=TPC-CACatalog&CS_ProductID=749129972

Table des matières

Semi-Structured Scale for the Functional Evaluation of Hemi-inattention

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

But

La Semi-Structured Scale for the Functionnal Evaluation of Hemi-inattention est un outil de dépistage utilisé pour détecter la présence d’une négligence spatiale unilatérale (NSU) dans l’espace personnel et extrapersonnel. Dans cette échelle, les patients doivent effectuer des activités fonctionnelles, comme utiliser un peigne ou servir du thé.

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 Semi-Structured Scale for the Functionnal Evaluation of Hemi-inattention est un outil de dépistage utilisé pour détecter la présence d’une négligence spatiale unilatérale (NSU) dans l’espace personnel et extrapersonnel. Dans cette échelle, les patients doivent effectuer des activités fonctionnelles, comme utiliser un peigne ou servir du thé.

Versions disponibles

La Semi-Structured Scale for the Functionnal Evaluation of Hemi-inattention a été publiée par Zoccolotti, Antonucci et Judica en 1992.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Il est demandé au patient d’effectuer différentes tâches avec des objets réels.

Pour évaluer la négligence personnelle, les patients doivent démontrer l’utilisation de trois objets communs : un peigne, un rasoir/ étui de poudre compacte et des lunettes. Les objets sont placés un par un à la ligne médiane du patient et il est demandé au patient :

  • « Montrez-moi comment vous peignez vos cheveux ? »
  • « Montrez-moi comment vous utilisez le rasoir ? » (homme) ou « Montrez-moi comment vous vous poudrez ? » (femme)
  • « Montrez-moi comment vous mettez les lunettes ? »

Pour évaluer la négligence extrapersonnelle, les patients doivent servir du thé, distribuer des cartes, décrire une photo et décrire un environnement. Il est demandé au patient d’effectuer ces activités avec des objets qui sont fournis sur la table.

  1. Servir du thé. Le patient est amené à une table avec un plateau contenant 4 tasses et soucoupes, une théière, un pot de sucre, des cuillères à thé et des serviettes en papier. Les examinateurs sont placés à la droite, en face et à la gauche du patient auquel il est demandé de servir du thé pour lui-même et pour ceux qui sont avec lui, de distribuer des serviettes et des cuillères à thé et également de servir le sucre. L’évaluateur qui est assis en face du patient demande : « Pourriez-vous servir le thé ? » Si le patient sert le thé, mais pas les serviettes de papier ou les cuillères à thé, l’examinateur demande : « Pourriez-vous me donner les cuillères à thé (serviettes de papier) ? »
  2. Distribution de cartes. Les examinateurs et le patient s’assoient de la même façon que pour la situation de service de thé. Il est demandé au patient s’il sait comment jouer à la « Scopa ». Si nécessaire, on lui rappelle les règles de base (3 cartes pour chaque joueur et 4 cartes dans le milieu de la table).
    Note : Puisque la Scopa est un jeu de cartes italien, d’autres jeux de cartes comportant 4 joueurs peuvent être utilisés à la place. L’examinateur assis en face du patient demande : « Pourriez-vous distribuer les cartes pour une partie de Scopa ? »
  3. Description d’images. Une image est placée en face du patient et on lui demande : « Pourriez-vous décrire tout ce que vous voyez dans cette image ? ». Trois images sont utilisées. Deux images sont les cartes 3 et 6 (45 x 32 cm) de l’ensemble 1 des Progressive Picture Compositions de Byrne (1967) ; une image est la peinture « The dance on the ship » (60 X 100 cm) de Tissot. L’examinateur indique les personnes et les objets signalés par le patient par des numéros progressifs sur une photocopie de la figure de stimulus dans l’ordre dans lequel ils sont rapportés, sans solliciter d’une quelconque manière. Lorsque la description est terminée, il est demandé au patient : « Bien, qu’est-ce que cette image représente ? » La réponse des patients est transcrite, mais ne contribue pas au score.
  4. Description d’un environnement. Le patient est placé dans une pièce remplie d’objets sur les deux côtés (fauteuils, photos, lampes) et on lui demande de la décrire. On dit au patient : « Pourriez-vous décrire tout ce que vous voyez dans cette pièce ? » Pour faciliter la cotation, il est utile de noter les éléments décrits par le patient sur un schéma de l’environnement.

Cotation :

Les patients obtiennent un score allant de 0 à 3 pour chaque item en fonction de la symétrie de leur performance. Un score total est calculé pour chaque sous-échelle.

  • Sous-échelle de Négligence personnelle : Un score de 0 indique un rendement normal, 1 indique une légère asymétrie, 2 indique des omissions évidentes et 3 indique une réduction significative de l’espace exploré. Le score maximum qui peut être obtenu est de 9. Un score total supérieur à la limite de 1 indique la présence d’une négligence personnelle.
  • Sous-échelle de Négligence extrapersonnelle : Un score de 0 indique un rendement normal, 1 indique de légères asymétries, de l’incertitude ou de la lenteur dans l’espace exploré, 2 indique des omissions évidentes et 3 indique une réduction significative de l’espace exploré. Le score maximum qui peut être obtenu est de 12. Un score total supérieur à la limite de 3 indique la présence d’une négligence extrapersonnelle.

Durée :

Il faut environ 5 minutes pour accomplir la sous-échelle de Négligence personnelle et 15 minutes pour accomplir la sous-échelle de Négligence extrapersonnelle.

Formation

Le thérapeute doit recevoir une formation sur la façon d’utiliser l’échelle de cotation.

Sous-échelles :

Négligence personnelle et Négligence (spatiale) extrapersonnelle.

Équipements :

  • Peigne
  • Rasoir/ étui de poudre compacte
  • Lunettes
  • Service à thé
  • Cartes à jouer
  • Image

Versions alternatives

Aucune.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les patients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Les patients qui n’ont pas de mouvement volontaire unilatéral et de contrôle de l’épaule, du coude et des doigts ne peuvent pas être évalués pour la présence d’une négligence personnelle.
  • Les patients qui n’ont pas de mouvement volontaire unilatéral et de contrôle de l’épaule, du coude et des doigts, de langage, de cognition ou de capacités de perception visuelle ne peuvent pas être évalués pour la présence d’une négligence extrapersonnelle. Il peut être difficile pour les patients ayant subi un AVC d’effectuer ces activités de haut niveau peu de temps après l’AVC, toutefois, cette échelle peut devenir plus utile lorsque le patient se rapproche du congé des soins aigus (Menon & Korner-Bitensky, 2004).
  • La présence d’apraxie doit être écartée, puisque cela peut affecter la validité des résultats de tests.
  • Un proche aidant ne peut pas être utilisé puisque la mesure est dépendante de l’observation de l’accomplissement de chaque tâche.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Non applicable.

Sommaire

Que mesure l’outil ? La négligence spatiale unilatérale (NSU) dans l’espace personnel et extrapersonnel
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage
Temps d’administration Il faut environ 5 minutes pour accomplir la sous-échelle de Négligence personnelle et 15 minutes pour accomplir la sous-échelle de Négligence extrapersonnelle.
Versions Aucune.
Langues Non-applicable.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Une étude a examiné la cohérence interne de la Semi-Structured Scale et a relevé une cohérence interne adéquate.

Test-retest :
Aucune étude n’a examiné la fidélité test-retest de la Semi-Structured Scale.

Inter-juges :
Une étude a examiné la fidélité inter-juges de la Semi-Structured Scale et a relevé une excellente fidélité inter-juges.

Validité Critère :
Concourante :
La sous-échelle de Négligence extrapersonnelle a corrélé avec le Line Cancellation Test, le Letter Cancellation Test, le Wundt-Jastrow Area Illusion Test et le Sentence Reading Test. La sous-échelle de Négligence personnelle n’a pas corrélé avec ces tests classiques de diagnostic et nécessite des études de validation supplémentaires.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Bien que l’échelle soit habituellement utilisée en tant que mesure de dépistage, une étude a examiné la sensibilité au changement de l’échelle et a relevé que la sous-échelle de Négligence personnelle n’est pas sensible au changement clinique à la suite d’une réadaptation ; toutefois, la sous-échelle de Négligence extrapersonnelle s’est avérée sensible au changement clinique après un traitement de réadaptation.
Acceptabilité Les deux sous-échelles ne peuvent être accomplies par les patients n’ayant pas de mouvement volontaire unilatéral et de contrôle de l’épaule, du coude et des doigts. De plus, la sous-échelle de Négligence extrapersonnelle ne peut pas être accomplie par les patients ayant des déficits de langage, de cognition ou de perception visuelle. Bien qu’il puisse être difficile pour les patients d’effectuer ces activités de haut niveau peu de temps après leur AVC, cette échelle peut devenir plus utile pour examiner les patients avant qu’ils aient congé des soins aigus ou de la réadaptation pour retourner à leur domicile. L’apraxie doit être écartée, puisqu’elle peut affecter la validité des résultats de tests. Ce test ne peut pas être complété par un proche aidant.
Faisabilité La Semi-Structured Scale est une des plus longues échelles utilisées pour détecter la négligence spatiale unilatérale, et la sous-échelle de Négligence personnelle nécessite de la validation supplémentaire. L’échelle est simple à coter, toutefois, une formation est requise sur la façon d’utiliser l’échelle de cotation. Un équipement simple et facilement accessible est requis pour compléter l’échelle (peigne, rasoir/ étui de poudre compacte, lunettes, service à thé, cartes à jouer, image).
Comment obtenir l’outil ?

Non-applicable.

Pour administrer la sous-échelle de Négligence personnelle de la Semi-Structured Scale, le clinicien demande au patient de démontrer l’utilisation de 3 objets communs : peigne, rasoir/ étui de poudre compacte et lunettes. Les objets sont placés un par un à la ligne médiane du patient. Pour administrer la sous-échelle de Négligence extrapersonnelle, les patients doivent servir du thé, distribuer des cartes, décrire une image et décrire un environnement. Il est demandé au patient d’effectuer ces activités avec des objets qui sont fournis sur la table. Un dialogue a été créé pour administrer la Semi-Structured Scale et peut être consulté sous l’onglet Revue détaillée, Caractéristiques de la mesure.

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 Semi-Structured Scale for the Functional Evaluation of Hemi-inattention, en tant que mesure de la négligence spatiale unilatérale. Bien que facile à utiliser, cet outil n’a que peu de preuves de validité (Menon & Korner-Bitensky, 2004). Davantage de tests sont nécessaires au niveau de la fidélité et de la validité de l’échelle.

Fidélité

Cohérence interne (corrélations inter-items) :
Zoccolotti et al. (1992) ont évalué les corrélations inter-items de l’échelle et ont constaté que les items de la sous-échelle de Négligence personnelle a démontré des corrélations adéquates allant de r = 0,57 à r = 0,62 ; et que les items de la sous-échelle de Négligence extrapersonnelle a démontré des corrélations adéquates allant de r = 0,44 à r = 0,71.

Test-retest :
Aucune évidence.

Inter-juges :
Zoccolotti et al. (1992) ont relevé une excellente fidélité inter-juges pour les items de négligence personnelle et les items de négligence extrapersonnelle de l’échelle (respectivement, r = 0,88 et r = 0,96). Toutefois, dans cette étude, les évaluateurs ont été soumis à une formation intensive, ce qui pourrait limiter la généralisation de ces résultats.

Validité

Critère :

Concourante :
Zoccolotti et al. (1992) ont examiné la validité concourante de l’échelle en comparant les corrélations des sous-échelles de Négligence personnelle et extrapersonnelle avec les rendements sur quatre tests standards de diagnostic de la négligence spatiale unilatérale : le Line Cancellation Test, le Letter Cancellation Test, le Wundt-Jastrow Area Illusion Test et le Sentence Reading Test. La sous-échelle de Négligence extrapersonnelle a corrélé avec chaque test classique (respectivement, tau de Kendall = -0,60 ; -0,52; 0,20 et -0,40). Le rendement sur la sous-échelle de Négligence personnelle n’a pas été corrélé avec le rendement sur ces tests classiques. Selon les auteurs, l’absence de corrélation entre la sous-échelle de Négligence personnelle et les tests classiques suggère que les tests classiques qui évaluent l’espace personnel, mesurent des dimensions différentes de la négligence. La sous-échelle de Négligence personnelle nécessite des études de validation supplémentaires.

Sensibilité au changement

Zoccolotti et al. (1992) ont examiné la sensibilité au changement de l’échelle et ont relevé que la sous-échelle de Négligence personnelle n’est pas sensible au changement clinique à la suite d’une réadaptation ; toutefois, la sous-échelle de Négligence extrapersonnelle s’est avérée sensible au changement clinique après un traitement de réadaptation.

Références

  • Byrne, D. (1967). Progressive Picture Compositions. Picture Set 1. Burn Mill, Harlow: Longman.
  • Menon, A., Korner-Bitensky, N. (2004). Evaluating unilateral spatial neglect post stroke: Working your way through the maze of assessment choices. Topics in Stroke Rehabilitation, 11(3), 41-66.
  • Plummer, P., Morris, M. E., Dunai, J. (2003). Assessment of unilateral neglect. Phys Ther, 83(8), 732-740.
  • Tissot, J. il ballo sulla nave. Reproduction on canvas. Series: Maestri della Tavolozza, n. 1295 HH, Milano: Amilcare Pizzi.
  • Zoccolotti, P, Judica, A. (1991). Functional evaluation of hemineglect by means of a semistructured scale: personal extrapersonal differentiation. Neuropsychological Rehabilitation, 1, 33-44.
  • Zoccolotti, P., Antonucci, G., Judica, A. (1992). Psychometric characteristics of two semi-structured scales for the functional evaluation of hemi-inattention in extrapersonal and personal space. Neuropsychological Rehabilitation, 2, 179-191.

Voir la mesure

Comment obtenir la Semi-Structured Scale for the Functional Evaluation of Hemi-inattention ?

Non-applicable.

Table des matières

Star Cancellation Test

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

But

Le Star Cancellation Test est un outil de dépistage qui a été développé pour détecter la présence de négligence spatiale unilatérale (NSU) dans l’espace extra personnel rapproché auprès de patients ayant subi un AVC.

Revue détaillée

But de la mesure

Le Star Cancellation Test est un outil de dépistage qui a été développé pour détecter la présence de négligence spatiale unilatérale (NSU) dans l’espace extra personnel rapproché auprès de patients ayant subi un AVC.

Versions disponibles

Le Star Cancellation Test a été développé par Wilson, Cockburn et Halligan en 1987.

Caractéristiques de la mesure

Item :

Il n’y a pas réellement d’items dans le Star Cancellation Test : il est composé de stimuli qui représentent 52 grandes étoiles, 13 lettres, et 10 courts mots entrecoupés de 56 petites étoiles (voir la figure ci-dessous). Le patient doit rayer avec un crayon les petites étoiles sur une feuille de papier de 8,5″ X 11″. Deux petites étoiles au centre sont utilisées comme démonstration. La feuille est placée à la ligne médiane du patient.

Cotation :

Le score maximum qui peut être obtenu sur le test est de 54 points (56 petites étoiles au total moins les 2 étoiles utilisées pour la démonstration). Une limite < 44 indique la présence d’une négligence spatiale unilatérale. Un index de latéralité ou un ratio d’étoiles peut être calculé à partir du ratio d’étoiles rayées sur le côté gauche de la feuille sur le nombre total d’étoiles rayées. Les scores entre 0 et 0,46 indiquent une négligence spatiale unilatérale dans l’hémi-espace gauche. Les scores entre 0,54 et 1 indiquent une négligence spatiale unilatérale dans l’hémi-espace droit.

Durée :

Moins de 5 minutes.

Formation :

Aucune formation n’est typiquement documentée.

Sous-échelles :

Aucune.

Équipements :

  • La feuille de test (feuille de 8,5″ x 11″ avec 52 grandes étoiles, 13 lettres et 10 courts mots entrecoupés de 56 petites étoiles).
  • Un crayon.

Versions alternatives du Star Cancellation Test

Version latéralement étendue du Star Cancellation Test (Small, Cowey & Ellis, 1994). Dans cette version du test, la section de la version traditionnelle du Star Cancellation Test s’étendant de la ligne médiane au côté droit de la page est doublée à l’extrémité droite (c’est-à-dire que la zone de présentation est étendue deux fois plus loin vers la droite de la ligne médiane que vers la gauche). Les dimensions de la feuille de test dans cette version sont de 41 cm x 21 cm.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les patients ayant subi un AVC.
  • Les patients doivent être capables de tenir un crayon pour accomplir le test (la présence d’apraxie peut affecter cette capacité).
  • Les patients doivent être capables de discriminer visuellement les items de distraction, tels que les mots et les grandes étoiles, des petites étoiles qui doivent être rayées.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Comme pour les autres tests d’élimination, le Star Cancellation Test ne peut pas être utilisé pour la faire la distinction entre une négligence sensorielle et une négligence motrice, car il requiert à la fois une recherche visuelle et une exploration manuelle (Ladawas, 1994).
  • Le Star Cancellation Test ne peut pas être complété par un proche aidant.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Les mots inclus dans le Star Cancellation Test peuvent être traduits dans la langue maternelle des patients (Linden, Samuellson, Skoog & Blomstrand, 2005).

Sommaire

Que mesure l’outil ? La négligence spatiale unilatérale (NSU) dans l’espace extra personnel rapproché.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage
Temps d’administration Moins de 5 minutes.
Versions Version latéralement étendue du Star Cancellation Test.
Langues Les mots peuvent être traduits dans la langue maternelle des patients.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du Star Cancellation Test.

Test-retest :
Une étude a examiné la fidélité test-retest du Star Cancellation Test et a relevé une excellente fidélité.

Inter-juges :
Aucune étude n’a examiné la fidélité inter-juges du Star Cancellation Test.

Validité Critère :
Prédictive :
Une étude a relevé que parmi 4 différentes mesures de la négligence spatiale unilatérale (le Line Crossing Test, le Line Bisection Test, le Star Cancellation Test et l’Indented Paragraph), le Star Cancellation Test s’est avéré le meilleur prédicteur du résultat fonctionnel.

Construit :
Convergente :
Le Star Cancellation Test a corrélé adéquatement avec l’Indice de Barthel, le Line Bisection Test, le Clock Drawing Test et le Copy A Cross Test. Le test a obtenu une excellente corrélation avec le Line Crossing Test et l’Indented Paragraph Test.

Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Non applicable.
Acceptabilité Le Star Cancellation Test devrait être utilisé comme outil de dépistage plutôt qu’un outil clinique de diagnostic de la négligence spatiale unilatérale. L’apraxie doit être exclue car elle peut affecter la validité des résultats du test. Ce test ne peut pas être complété par un proche aidant. Pour accomplir le test, les patients doivent être capables de tenir un crayon et de discriminer visuellement les items de distraction (des petites étoiles) qui doivent être barrées. La mesure ne peut pas être utilisée pour faire la distinction entre la négligence sensorielle et la négligence motrice.
Faisabilité Le Star Cancellation Test ne requiert pas de formation spécifique pour être administré, et nécessite seulement un équipement minimal (un crayon et la feuille de test). Le test est simple à coter et à interpréter (compter le nombre de petites étoiles rayées par le patient sur un total de 54). Un seuil limite de cotation est fourni pour détecter la présence d’une négligence spatiale unilatérale (< 44 indique la présence d’une négligence spatiale unilatérale). Le test est placé à la ligne médiane du patient et les 2 petites étoiles au centre sont utilisées comme démonstration.
Comment obtenir l’outil ? Veuillez cliquer ici pour voir un exemplaire du Star Cancellation Test.

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue du Star Cancellation Test a révélé que la mesure a une excellente validité de construit et de critère, cependant, peu de données publiées existent sur la fidélité de cette mesure (Menon & Korner-Bitensky, 2004). En général, les tests d’annulation avec distracteurs (par exemple, les grandes étoiles dans le Star Cancellation Test) sont considérés comme des mesures plus sensibles de la négligence spatiale unilatérale que les tests d’annulation sans distracteurs (par exemple, le test d’Albert), et sont considérés comme ayant une plus grande fidélité test-retest que les tests de bissection de ligne (Marsh & Kersel, 1993 ; Azouvi et al., 2002).

Aux fins de cette revue, une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du Star Cancellation Test.

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune évidence.

Test-retest :
Bailey, Riddoch et Crome (2004) ont examiné la fidélité test-retest de Star Cancellation Test auprès de patients âgés ayant subi un AVC (85 avec négligence et 83 sans négligence). Pour les patients avec négligence, la fidélité test-retest s’est avérée excellente (coefficient de corrélation intraclasse = 0,89).

Inter-juges :
Aucune évidence.

Validité

Critère :

Marsh et Kersel (1993) ont examiné le Line Bisection Test, le Star Cancellation Test et l’ Indented Paragraph auprès d’un échantillon de patients âgés ayant subi un AVC. Le Star Cancellation Test s’est avérée la mesure de négligence visuelle la plus sensible (100%) en comparaison aux autres tests.

Bailey, Riddoch et Crome (2000) ont comparé des mesures d’élimination de négligence spatiale unilatérale (le Star Cancellation Test, le Line Bisection Test le Baking Tray Task, l’Exploratory Motor Task, le Copying a Daisy et le Clock Drawing Task) qui ont été administrées à 107 patients ayant des lésions cérébrales au côté droit ou gauche et 43 témoins de même âge. Dans cette étude, le Star Cancellation Test et le Line Bisection Test avaient la sensibilité relative la plus élevée pour la négligence visuo-spatiale (76,4%) en comparaison aux autres tests d’élimination.

Halligan, Wilson et Cockburn (1990) ont examiné la structure interne de mesures qui forment le Behavioural Inattention Test (BIT). Sur les 15 tests qui forment le BIT, le Letter Cancellation Test et le Star Cancellation Test se sont avérés les mesures les plus sensibles, identifiant 74% des patients ayant une négligence.

Prédictive :
Marsh et Kersel (1993) ont examiné la validité prédictive de quatre mesures différentes de la négligence visuelle (le Line Crossing Test, le Line Bisection Test, le Star Cancellation Test, et l’Indented Paragraph) auprès d’un échantillon de patients âgés ayant subi un AVC. Dans cette étude, le Star Cancellation Test s’est avéré être le meilleur prédicteur du résultat fonctionnel (r = 0,55), tel que mesuré par le modified Barthel Index of Self-Care (Mahoney & Barthel, 1965).

Construit :

Convergente :
Agrell, Dehlin et Dahlgren (1997) ont comparé cinq tests de négligence visuo-spatiale (le Star Cancellation Test, le Line Crossing Test, le Line Bisection Test, le Clock Drawing Test et le Copy A Cross Test) et l’Indice de Barthel auprès de 57 patients âgés en utilisant un coefficient de corrélation de Spearman. Dans cette étude, le Star Cancellation Test a corrélé adéquatement avec l’Indice de Barthel (r = 0,48), le Line Bissection Test (r = -0,33), le Clock Drawing Test (r = -0,47) et le Copy A Cross Test (r = -0,47). Le test a démontré une excellente corrélation avec le score sur le Line Crossing Test (r = 0,63).
Note : Certaines corrélations sont négatives, car un score élevé sur le Star Cancellation Test indique un rendement normal, alors qu’un score élevé sur certaines autres mesures de négligence visuelle indique la présence d’une négligence spatiale unilatérale.

Marsh et Kersel (1993) ont examiné les corrélations entre quatre mesures de négligence visuelle (le Line Crossing Test, le Line Bisection Test, le Star Cancellation Test et l’Indented Paragraph) auprès d’un échantillon de patients âgés ayant subi un AVC. D’excellentes corrélations ont été relevées entre le Star Cancellation Test et le Line Crossing Test (r = 0,68) et l’Indented Paragraph (r = -0,60). Une corrélation adéquate a été relevée avec le Line Bisection Test (r = -0,40).
Note : Certaines corrélations sont négatives, car un score élevé sur le Star Cancellation Test indique un rendement normal, alors qu’un score élevé sur certaines autres mesures de négligence visuelle indique la présence d’une négligence spatiale unilatérale.

Sensibilité et spécificité :

Jehkonen et al. (1998) ont examiné la spécificité du Star Cancellation Test auprès de 52 patients ayant subi un premier AVC de l’hémisphère droit. Dans cette étude, en utilisant un seuil limite de cotation spécifique pour détecter la présence d’une négligence spatiale unilatérale, le Star Cancellation Test a démontré une sensibilité diagnostique de 80% et une spécificité diagnostique de 91%. Sur toutes les mesures de négligence spatiale unilatérale examinées dans cette étude (Star Cancellation Test ; Figure Copying ; Letter Cancellation ; Representational drawing ; Line Crossing ; Line Bisection), le Star Cancellation Test s’est avéré le meilleur test pour diagnostiquer la négligence spatiale unilatérale ; ce test ayant mal diagnostiqué seulement 4 patients ayant une négligence et 3 patients n’ayant pas de négligence.

Sensibilité au changement

Aucune évidence.

Références

  • Agrell, B. M., Dehlin, O. I., Dahlgren, C. J. (1997). Neglect in elderly stroke patients: a comparison of five tests. Psychiatry Clin Neurosci, 51(5), 295-300.
  • Azouvi, P., Samuel, C., Louis-Dreyfus, A., et al. (2002). Sensitivity of clinical and behavioural tests of spatial neglect after right hemisphere stroke. J Neurol Neurosurg Psychiatry, 73, 160 -166.
  • Bailey, M. J., Riddoch, M. J., Crome, P. (2000). Evaluation of a test battery for hemineglect in elderly stroke patients for use by therapists in clinical practice. NeuroRehabilitation, 14, 139-150.
  • Bailey, M. J., Riddoch, M. J., Crome, P. (2004). Test-retest stability of three tests for unilateral visual neglect in patients with stroke: Star Cancellation, Line Bisection, and the Baking Tray Task. Neuropsychological Rehabilitation, 14(4), 403-419.
  • Halligan, P., Wilson, B., Cockburn, J. (1990). A short screening test for visual neglect in stroke patients. Int Disabil Stud, 12(3), 95-99.
  • Jehkonen, M., Ahonen, J. P., Dastidar, P., Koivisto, A. M., Laippala, P., Vilkki, J. (1998). How to detect visual neglect in acute stroke. The Lancet, 351, 727.
  • Ladavas, E. (1994). The role of visual attention in neglect: A dissociation between perceptual and directional motor neglect. Neuropsychological Rehabilitation, 4, 155-159.
  • Linden, T., Samuellson, H., Skoog, I., Blomstrand, C. (2005). Visual neglect and cognitive impairment in elderly patients late after stroke. Acta Neurol Scand, 111, 163-168.
  • Mahoney, F. I., Barthel, D. W. (1965). Functional evaluation: The Barthel Index. Md State Med J, 14, 61-5.
  • Mark, V. W., Woods, A. J., Ball, K. K., Roth, D. L., Mennemeier, M. (2004). Disorganized search on cancellation is not a consequence of neglect. Neurology, 63, 78-84.
  • Marsh, N. V., Kersel, D. A. (1993). Screening tests for visual neglect following stroke. Neuropsychological Rehabilitation, 3, 245-257.
  • Menon, A., Korner-Bitensky, N. (2004). Evaluating unilateral spatial neglect post stroke: Working your way through the maze of assessment choices. Topics in Stroke Rehabilitation, 11(3), 41-66.
  • Small, M., Cowey, A., Ellis, S. (1994). How lateralized is visuospatial neglect? Neuropsychologia, 32(4), 449-464.
  • Wilson, B., Cockburn, J., Halligan, P. (1987). Development of a behavioral test of visuospatial neglect. Arch Phys Med Rehabil, 68, 98-101.

Voir la mesure

Comment obtenir le Star Cancellation Test ?

Veuillez cliquer ici pour voir un exemplaire de la mesure.

Table des matières

Sunnybrook Neglect Assessment Procedure (SNAP)

Évidence révisées en date du 12-04-2018
Auteur(s)* : Andréanne Labranche
Éditeur(s) : Annabel McDermott OT
Réviseur expert : Farrell Leibovitch
Version française en traduction libre : Gabriel Plumier
Cohérence du contenu et de la traduction : Gabriel Plumier

But

La Sunnybrook Neglect Assessment Procedure (SNAP) est une batterie de tests permettant de dépister les cas de négligence auprès de patients en phase aiguë de récupération d’un AVC.

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 Sunnybrook Neglect Assessment Procedure (SNAP) est une batterie de tests permettant de dépister les cas de négligence. Elle a été conçue pour évaluer la négligence auprès de patients en phase aiguë de récupération d’un AVC et pour suivre le rétablissement de la négligence à un stade ultérieur de la récupération post-AVC.

Versions disponibles

Il n’existe qu’une version de la SNAP.

Caractéristiques de la mesure

Items :

La SNAP est composée de cinq feuilles en papier et d’un crayon pour évaluer des mesures familières de la négligence. Les items sont administrés au patient dans l’ordre suivant :

  1. Dessin spontané d’une horloge et d’une marguerite
  2. Tâche d’annulation de ligne
  3. Tâche de bissection de ligne
  4. Copie d’une l’horloge et d’une marguerite
  5. Annulation de forme

Description des tâches :

A1. Tâche de dessin

Il est demandé au patient de dessiner un cadran d’horloge et une marguerite sur une feuille de papier vierge.

B. Tâche d’annulation de ligne

Le patient est invité à rayer toutes les lignes sur une page.

C. Tâche de bissection de ligne

Il est demandé au patient de tracer une marque sur une ligne afin de la couper en deux dans le sens horizontal. Cette tâche est effectuée à l’aide de lignes de 15 et 20 cm.

A2. Tâches de copie

Il est demandé au patient de copier l’image d’une horloge et d’une marguerite.
Note : L’évaluateur ne précise pas que les images sont celles d’une horloge et d’une marguerite.

D. Tâche d’annulation de forme

Le patient doit entourer toutes les cibles sur une page.
Note : Il s’agit d’une tâche chronométrée. Le patient reçoit un crayon de couleur différente après que chaque dixième cible ait été encerclée afin de déterminer le balayage visuel lors de la tâche.

Cotation et interprétation des résultats :

La cotation des différents sous-tests de la SNAP est basée sur les omissions faites du côté controlatéral de la lésion cérébrale. Les omissions du côté gauche sont cotées chez les patients ayant subi un AVC de l’hémisphère droit et les omissions du côté droit sont cotées chez les patients ayant subi un AVC de l’hémisphère gauche.

  1. Tâches de copie et de dessin : Les dessins avec une omission significative de détails sur le côté controlatéral sont cotés comme ayant été négligés.
  2. Annulation de ligne : Chaque ligne omise sur le côté controlatéral de la page est considérée comme de la négligence.
  3. Bissection de ligne : Le score pour cette tâche est basé sur le pourcentage moyen de déviation de la marque du patient par rapport au point médian réel. Le pourcentage d’écart et l’écart moyen sont calculés pour les quatre lignes de la tâche, selon la formule indiquée dans le manuel de la SNAP.
  4. Tâche d’annulation de forme

Toutes les cibles omises sur le côté controlatéral de la page sont comptées.

Interprétation du score total :

Les scores sont calculés à l’aide du manuel de notation de la SNAP. Le patient se voit attribuer un score pour chaque sous-test, ce qui donne un score total sur 100.

Leibovitch et al. (2012) ont recommandé de classer la sévérité de la négligence en fonction de la performance sur la SNAP comme suit:

Score de la SNAP Classification de la performance
0-5 Performance normale
6-40 Négligence légère
41-100 Négligence sévère

Veuillez-vous reporter au manuel de la SNAP (Administration and Scoring Manual) pour plus de détails sur la cotation (Black et al., 2016).

Ce qu’il faut considérer avant de commencer :

Les items de la SNAP doivent toujours être placés sur la ligne médiane devant la personne.

Temps :

Le temps requis pour administrer l’évaluation n’a pas été spécifié. Le temps variera en fonction de l’attention du patient et de la gravité de la négligence.

Exigences de formation :

Les exigences de formation n’ont pas été spécifiées.

Équipement :

  • Trousse d’évaluation de la SNAP
  • Deux feuilles de papier vierges
  • Crayon / crayons de couleur
  • Chronomètre

Versions alternatives de la SNAP

La version originale de la Sunnybrook Neglect Assessment contenait des tâches de dessin supplémentaires, une tâche de lecture de paragraphe, une tâche de rédaction et des tâches de recherche visuelles supplémentaires. Les quatre items composant la SNAP ont été jugés complémentaires et non redondants ; les items supplémentaires ont donc été éliminés (Leibovitch et al., 2012).

Clientèle cible

Peut être utilisée avec :

  • Les patients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisée avec :

  • Non spécifié.

En quelle langue la mesure est-elle disponible ?

Anglais.

Sommaire

Que mesure l’outil ? Négligence hémispatiale.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé? Patients en phase aiguë de récupération d’un AVC.
Quel domaine de la CIF mesure l’outil ? Déficience
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage
Temps d’administration? Non spécifié.
Versions Il n’existe qu’une version de la SNAP.
Langues Anglais
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Une étude a relevé des corrélations allant de modérées à excellentes entre les sous-tests et le score total.

Test-retest :
Aucune étude n’a examiné la fidélité test-retest de la SNAP auprès de patients ayant subi un AVC.

Intra-juge/inter-juges :
Une étude a relevé des corrélations allant d’adéquates à excellentes pour les sous-tests et le score total de la SNAP.

Validité Critère :
Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante de la SNAP auprès de patients ayant subi un AVC.

Prédictive :
Une étude a indiqué que la SNAP prédit, de manière significative, la négligence (présence / absence) sur la tâche de recherche visuelle du Tableau de recherche visuelle (Visual search board – VSB).

Construit :
– Une étude a relevé une corrélation modérée entre les sous-tests de la SNAP.
– Deux études ont mené une analyse factorielle et ont révélé que tous les sous-tests constituaient un facteur qui représentait de 69 à 72% de la variance.

Convergente/Discriminante :
– Une étude a relevé des corrélations adéquates entre la tâche de recherche visuelle et le Tableau de recherche visuel (VSB).
– Une étude a relevé une corrélation significative entre la négligence mesurée par la SNAP et les dommages pariétaux.
– Une étude a montré une excellente corrélation entre la SNAP et une mesure de la capacité d’attention généralisée (compter en ordre croissant moins compter à rebours).

Groupes connus :
Une étude a relevé des différences significatives au niveau du rendement sur la SNAP en fonction du côté de la lésion.

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a relevé d’effets de plancher / plafond auprès de patients ayant subi un AVC.
Sensitivité/ Spécificité – Une étude a relevé une sensibilité de 68% et une spécificité de 76%.
– Deux études ont indiqué que la tâche d’annulation de forme était le sous-test le plus sensible ; une troisième étude a indiqué que la tâche de bissection de ligne était le sous-test le plus sensible.
– Une étude a indiqué que les sous-tests de dessin / copie présentaient la plus grande spécificité.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? L’outil ne détecte ni ne mesure le changement, mais il peut être utilisé pour suivre le changement de la négligence au fil du temps.
Acceptabilité La SNAP est simple à administrer et peut être utilisée au chevet du patient.
Faisabilité La SNAP est portable, rapide à administrer et nécessite un équipement minimal.
Comment obtenir l’outil ? Le manuel d’administration et de cotation de la SNAP ainsi que le livret de test sont accessibles ici

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été menée afin d’identifier toutes les publications pertinentes au sujet des propriétés psychométriques de la Sunnybrook Neglect Assessment Procedure (SNAP) à utiliser avec des patients ayant subi un AVC. Cinq articles ont été passés en revue.

Effets plancher/plafond

Leibovitch et al (2012) ont examiné les propriétés psychométriques de la SNAP auprès d’un échantillon de 224 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC.et 100 personnes âgées. Les résultats auprès de la population de personnes âgées sans AVC n’ont démontré aucune omission de détails sur les sous-tests de dessin / copie, ni aucune omission sur le sous-test d’annulation de ligne.

Fidélité

Cohérence interne :
Leibovitch et al (2012) ont examiné la cohérence interne de la SNAP auprès d’un échantillon de 224 patients patients en phase aiguë de récupération d’un AVC, en utilisant le coefficient alpha de Cronbach. Tous les sous-tests ont démontré une excellente corrélation avec le score total de négligence (alpha = 0,84, p < 0,001) et les corrélations entre les sous-tests ont été modérées (alpha < 0,07, p < 0,0005). Ces résultats indiquent que les sous-tests mesurent le même construit mais ne sont pas redondants.

Test-retest :
Aucune étude n’a examiné la fidélité test-retest de la SNAP auprès de patients ayant subi un AVC.

Intra-juge/inter-juges :
Leibovitch et al (2012) ont examiné la fidélité intra-juge et inter-juges auprès d’un échantillon de 12 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC et de 12 personnes âgées. La fidélité intra-juge a été mesurée avec un évaluateur et la fidélité inter-juges a été mesurée entre deux évaluateurs. La fidélité a été mesurée à l’aide des statistiques Kappa pour les tâches de dessin / copie et par des coefficients de corrélation intraclasse pour les autres scores. Les auteurs ont relevé des corrélations allant d’adéquates à excellentes pour les sous-tests et le score total (r = 0,73-0,99, p = 0,001); les statistiques spécifiques n’ont pas été documentées.

Validité

Contenu :

Le développement de la SNAP n’a pas été documenté.

Critère :

Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante de la SNAP auprès de patients ayant subi un AVC.

Prédictive :
Leibovitch et al (2012) ont examiné la validité prédictive de la SNAP en comparaison avec la tâche de recherche visuelle du Tableau de recherche visuel (Visual search board – VSB, Kimura, 1986) auprès d’un échantillon de 224 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC, en utilisant une régression logistique. La comparaison des résultats des tests a démontré que la SNAP prédit de manière significative la négligence (présence / absence) sur le VSB.

Construit :

Black et al. (1995) ont examiné la validité de construit de la SNAP auprès d’un échantillon de 294 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. Les scores des sous-tests de la SNAP ont significativement corrélés (r = 0,4-0,6, p = 0,0001). Une analyse factorielle initiale a démontré que les quatre sous-tests contribuaient à un seul facteur qui représentait 72% de l’information contenue dans les quatre sous-tests.

Leibovitch et al. (2012) ont examiné la validité de construit de la SNAP auprès d’un échantillon de 224 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC, en utilisant une analyse factorielle des scores des sous-tests. Les résultats ont révélé que tous les sous-tests constituaient, de manière égale, un seul facteur qui représentait 69,4% de la variance totale (valeur propre = 2,8). Une analyse factorielle supplémentaire, selon le côté de la lésion cérébrale, a démontré de manière similaire que, chez les patients présentant des lésions de l’hémisphère droit, les quatre sous-tests constituaient, de manière égale, un seul facteur représentant 69% de la variance totale. Les résultats des patients présentant des lésions de l’hémisphère gauche ont révélé deux facteurs représentant 62% de la variance totale : le premier facteur comprenait trois sous-tests (dessin / copie, suppression de ligne et suppression de forme) et représentait 37% de la variance totale ; le deuxième facteur (bissection de ligne) représentait 25% de la variance totale.

Convergente/Discriminante :
Leibovitch et al. (2012) ont examiné la validité convergente de la SNAP en comparaison avec la tâche de recherche visuelle du Tableau de recherche visuel (VSB) auprès d’un échantillon de 224 en phase aiguë de récupération d’un AVC, à l’aide d’une analyse des caractéristiques de fonctionnement du récepteur (Receiver Operating Characteristic analysis – ROC). Les résultats ont démontré une validité adéquate (aire sous la courbe = 0,78).

Leibovitch et al. (1998) ont examiné la validité convergente de la SNAP en comparant la localisation et la gravité des lésions cérébrales sur des scanners auprès d’un échantillon de 120 patients en phase aiguë et subaiguë de récupération d’un AVC, à l’aide d’une analyse de régression. Les résultats ont démontré que les lésions du cortex pariétal et antérieur se sont avérées un facteur important de prédiction de la négligence en utilisant les données de tomodensitométrie (p <0,05), tandis que le flux sanguin régional dans le cortex pariétal s’est avéré le meilleur prédicteur de la négligence en utilisant les données de la technique SPECT (p <0,05).

Eskes et al. (2003) ont examiné la validité convergente de la SNAP en comparaison avec une mesure de la capacité d’attention généralisée (compter en ordre croissant moins compter à rebours) auprès d’un échantillon de 9 patients en phase aiguë à chronique de récupération d’un AVC, en utilisant le coefficient de corrélation de Spearman. Les résultats ont démontré une excellente corrélation entre les mesures (r = 0,85, p <0,02).

Groupes connus :
Black et al. (1995) ont administré la SNAP à 294 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. La comparaison de l’incidence de négligence entre les patients présentant des lésions de l’hémisphère droit et les patients présentant des lésions de l’hémisphère gauche était de 54% contre 31% (respectivement). Les performances sur les sous-tests de la SNAP différaient considérablement entre les groupes : Suppression de la forme, 74% contre 54% (respectivement) ; Bissection de lignes, 61% vs 35% (respectivement) ; Annulation de ligne, 26% contre 7% (respectivement) ; et dessin, 25% contre 3% (respectivement).

Sensibilité au changement

Sensibilité / spécificité :
Black et al. (1990) ont utilisé une version modifiée de la SNAP auprès d’un échantillon de 41 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC (n = 21 avec une lésion à l’hémisphère droit). L’outil comprenait les sous-tests de la SNAP originale ainsi que deux tâches supplémentaires (annulation de modèles et recherche visuelle). Les résultats ont démontré que la tâche de bissection de ligne était le sous-test le plus sensible (la négligence ayant été observée chez 76% et 30%, respectivement pour des individus souffrant de lésions de l’hémisphère droit et gauche), tandis que le sous-test de bissection de ligne était le plus susceptible de détecter une légère déficience ; les sous-tests de tracé et d’annulation de ligne relevaient pour leur part des déficiences plus graves.

Black et al (1995) ont administré la SNAP à 294 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. La comparaison de l’incidence de négligence entre les patients présentant des lésions de l’hémisphère droit et celles de l’hémisphère gauche était respectivement de 54% contre 31%. Les résultats indiquent que le sous-test d’annulation de forme était le sous-test le plus sensible ; la négligence ayant été observée chez 74% et 54%, respectivement pour des individus souffrant de lésions de l’hémisphère droit et gauche. Le sous-test de bissection de ligne a révélé une négligence chez 61% et 35% des individus souffrant respectivement de lésions de l’hémisphère droit et gauche.

Leibovitch et al. (2012) ont évalué la sensibilité et la spécificité de la SNAP auprès d’un échantillon de 224 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC, en utilisant la tâche de recherche visuelle du Tableau de recherche visuelle (VSB – Kimura, 1986) pour confirmer la négligence. Dans l’ensemble, la SNAP a démontré une sensibilité de 68% et une spécificité de 76%. La tâche d’annulation de forme s’est avérée avoir la plus grande sensibilité (sensibilité de 70%) ; tandis que les tâches de dessin / copie présentaient la spécificité la plus élevée (spécificité de 99%).

Références

  • Black, S.E., Vu, B., Martin, D., & Szalai, J.P. (1990). Evaluation of a bedside battery for hemispatial neglect in acute stroke [Abstract]. Journal of Clinical and Experimental Neuropsychology, 12, 109.
  • Black, S., Ebert, P. L., Leibovitch, F., Szalai, J. P., & Blair, N. (1995). Recovery in hemispatial neglect [Abstract]. Neurology, 45(suppl 4), A178.
  • Black, S. E., Leibovitch, F. S., Ebert, P. L., & L., B. K. (2016). SNAP : Sunnybrook Neglect Assessment Procedure Administration and Scoring Manual.
  • Eskes, G.A., Butler, B., McDonald, A., Harrison, E.R., & Phillips, S.J. (2003). Limb activation effects in hemispatial neglect. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 84, 323-8.
  • Leibovitch, F.S., Black, S.E., Caldwell, C.B., Ebert, P.L., Ehrlich, L.E., & Szalai, J.P. (1998). Brain-behaviour correlations in hemispatial neglect using CT and SPECT: the Sunnybrook stroke study. Neurology, 50, 901-8.
  • Leibovitch, F. S., Vasquez, B. P., Ebert, P. L., Beresford, K. L., & Black, S. E. (2012). A short bedside battery for visuoconstructive hemispatial neglect: Sunnybrook Neglect Assessment Procedure (SNAP). Journal of Clinical and Experimental Neuropsychology, 34(4), 359-68. doi:10.1080/13803395.2011.645016
  • Menon-Nair, A., Korner-Bitensky, N., & Ogourtsova, T. (2007). Occupational Therapists’ identification, assessment, and treatment of unilateral spatial neglect during stroke rehabilitation in Canada. Stroke, 38, 2556-62. DOI: 10.1161/STROKEAHA.107.484857

Voir la mesure

Comment obtenir l’outil ?

Le manuel d’administration et de cotation de la SNAP ainsi que le livret de test sont accessibles ici.

Table des matières

Test d’Albert

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

But

Le Test d’Albert est un outil de dépistage utilisé pour détecter la présence de la négligence spatiale unilatérale (NSU) chez les patients ayant subi un AVC. Dans ce test, les patients doivent barrer des lignes qui sont placées dans des orientations aléatoires sur une feuille de papier. De la NSU est détectée lorsque les lignes ne sont pas barrées sur le même côté de la page que le déficit moteur ou controlatéral à la lésion au cerveau.

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Le Test d’Albert est un outil de dépistage utilisé pour détecter la présence de la négligence spatiale unilatérale (NSU) chez les patients ayant subi un AVC. Dans ce test, les patients doivent barrer des lignes qui sont placées dans des orientations aléatoires sur une feuille de papier. De la NSU est détectée lorsque les lignes ne sont pas barrées sur le même côté de la page que le déficit moteur ou controlatéral à la lésion au cerveau.

Versions disponibles

La version originale du Test d’Albert a été publiée par Albert en 1973.

Caractéristiques de l’outil

Items :

Le test d’Albert modifié est la version privilégiée du test et varie seulement légèrement de la description originale dans laquelle 41 lignes étaient placées sur une feuille de papier un peu plus petite. Dans la version modifiée, une série de 40 lignes noires, chacune d’environ deux centimètres de long, sont orientées de façon aléatoire en 6 rangées sur une feuille blanche 8,6 x 11 pouces. La feuille de test est présentée au patient en face de lui, au centre. Quelques lignes sont pointées au patient, incluant celles à l’extrême droite et à l’extrême gauche. L’évaluateur demande au patient de barrer toutes les lignes et donne un exemple en barrant les 5 lignes centrales par lui-même. Le patient est encouragé à continuer jusqu’à ce qu’il considère que toutes les lignes ont été barrées.

  • A. Le Test d’Albert
  • B. Le Test d’Albert chez un patient avec de la négligence du côté droit

Cotation :

La présence ou l’absence de NSU est basée sur le nombre de lignes qui n’ont pas été barrées sur chaque côté de la feuille. Si certaines des lignes ne sont pas barrées et que plus de 70% des lignes non-barrées se trouvent du même côté que le déficit moteur, alors de la NSU est présente. Il est possible de quantifier cela en termes de pourcentage de lignes non-barrées (Fullerton, McSherry, & Stout, 1986).

Temps d’administration requis :

Moins de 5 minutes.

Formation requise :

Aucune formation requise n’est typiquement rapportée.

Sous-échelles :

Aucune.

Équipement nécessaire :

  • Feuille de papier de 11 x 8,5 pouces sur laquelle se trouvent 41 lignes de 2 cm chacune.
  • Crayon

Un programme à l’ordinateur a été développé pour interpréter les réponses des patients mais il n’est pas nécessaire de l’utiliser pour faire le pointage du test ou pour diagnostiquer la NSU (McSherry & Fullerton, 1985).

Versions alternative du Test d’Albert

Version modifiée du Test d’Albert
Cette version varie seulement légèrement de la version originale. Elle consiste en 40 lignes noires (25 mm de long, 0,5 ou 1,2 mm d’épaisseur) d’orientations variées et dispersées de manière aléatoire sur une feuille blanche de 297 x 210 mm. Chaque côté de la feuille contient 18 lignes divisées en 3 colonnes de 6 lignes. Les colonnes sont numérotées de 1 à 6, de gauche à droite

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Les patients ayant subi un AVC.
  • Les patients doivent être capables de tenir un crayon pour compléter le test (La présence d’apraxie peut nuire à cette habileté).

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Le Test d’Albert devrait être utilisé avec prudence lors du diagnostic clinique de la négligence spatiale. La performance à ce test peut être influencée par la présence de d’autres symptômes ou encore être indicative de ceux-ci. Par exemple, l’hémianopsie (dommages au niveau des voies optiques qui causent une perte de la vision de la moitié du champ visuel) pourrait influencer le test (Ferber & Karnath, 2001). L’usage d’un système expert clinique pour l’évaluation des troubles de la perception pourrait être utile pour interpréter les résultats et formuler un diagnostic (ex. McSherry & Fullerton, 1985).

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Ne s’applique pas.

Sommaire

Que mesure l’outil ? La négligence spatiale unilatérale (NSU).
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Les patients ayant subi un AV
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage
Temps d’administration requis Moins de 5 minutes.
Versions Version modifiée du Test d’Albert.
Langues Ne s’applique pas.
Propriétés psychométriques
Fidélité Test-retest :
Une étude a examiné la fidélité test-retest du Test d’Albert et a relevé une excellente fidélité test-retest.
Validité Critère :
Prédictive :
Le Test d’Albert a prédit significativement les capacités fonctionnelles 6 mois après l’AVC.

Construit :
Convergente :
D’excellentes corrélations ont été relevées entre le Test d’Albert et le Line Bisection Test, le Wundt-Jastrow Area Illusion test ainsi que la Catherine Bergego Scale. Une corrélation adéquate a été relevée entre le Test d’Albert et le Star Cancellation Test.
Groupes connus :
Le Test d’Albert peut faire la distinction entre les patients avec de la négligence et les patients sans négligence.

Est-ce que l’outil est sensible au changement ? Ne s’applique pas.
Acceptabilité Le Test d’Albert devrait être utilisé comme un outil de dépistage au lieu de l’utiliser pour le diagnostic clinique de la NSU. La performance à ce test peut être influencée ou être indicative de symptômes autres que la négligence spatiale, tel que l’hémianopsie. Ce test ne peut pas être complété par un intermédiaire.
Faisabilité Le Test d’Albert ne requiert pas de formation spécialisée pour l’administrer et seul un équipement simple est nécessaire (une feuille de papier de 11 x 8,5 pouces sur laquelle se trouve 41 lignes de 2 cm de longueur chaque ainsi qu’un crayon). Le clinicien doit présenter la feuille de test au patient en face de lui, au centre. Certaines lignes sont pointées au patient, incluant celles à l’extrême droite et à l’extrême gauche. Le clinicien demande au patient de barrer toutes les lignes et donne un exemple en barrant 5 des lignes du centre par lui-même. Le patient ou la patiente est encouragé/e à continuer le test jusqu’à ce qu’il/elle considère avoir barré toutes les lignes.
Comment obtenir l’outil ?

L’outil est disponible en cliquant ici.

Propriétés psychométriques

Résumé

Dans le cadre de cette revue détaillée, une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes au sujet des propriétés psychométriques du Test d’Albert.

Fidélité

Test-retest :
Chen-Sea et Henderson (1994) ont relevé que le Test d’Albert a une excellente fidélité test-retest de r = 0,79.

Validité

Critère :

Prédictive :
Fullerton, McSherry et Stout (1986) ont relevé que les scores au Test d’Albert administré à 205 patients ayant subi un AVC dans les 48 premières heures après l’admission à l’hôpital prédisaient significativement les résultats chez un patient six mois après un AVC (tels que mesurés par une échelle rudimentaire à quatre points). Cette étude a spécialement démontré que 56,8% des individus identifiés avec une négligence visuelle par le Test d’Albert souffraient vraiment de négligence (vrais positifs). Approximativement, 4,3% des individus sans négligence ont aussi été détectés comme négatifs au Test d’Albert. Cependant, plus de 35% des individus étaient incapables de compléter le test à cause d’un état de conscience altéré ou de dysphasie durant la phase précoce de récupération.

Construit :

Convergente :
Agrell, Dehlin, and Dahlgren (1997) ont comparé la performance de 57 patients âgés ayant subi un AVC à 5 tests différents mesurant la négligence visuo-spatiale (le Star Cancellation Test, le Line Crossing, le Line Bisection Test, le Clock Drawing Test et le Copy A Cross). Le Test d’Albert a obtenu une excellente corrélation avec le Line Bisection Test (r = 0,85) et a corrélé adéquatement avec le Star Cancellation Test (r = 0,63).

Massironi, Antonucci, Pizzamiglio, Vitale et Zoccolotti (1988) ont relevé une excellente corrélation entre le test Wundt-Jastrow Area Illusion et le Test d’Albert (r = 0,64).

Deloche et al. (1996) ont relevé une excellente corrélation entre le Catherine Bergego Scale et le Test d’Albert (Coefficient de corrélation de Spearman : r = 0,73).

Groupes connus :
Potter, Deighton, Patel, Fairhurst, Guest et Donnelly (2000) ont examiné la méthode d’administration du Test d’Albert par ordinateur auprès de 30 patients ayant subi un AVC et souffrant de négligence, 57 patients ayant subi un AVC ne souffrant pas de négligence, ainsi que 13 sujets témoins dont l’âge était semblable à celui des autres participants. Des différences significatives ont été relevées entre les patients souffrant de négligence et ceux ne souffrant pas de négligence, ainsi qu’entre les patients souffrant de négligence et les sujets du groupe témoin. Aucune différence n’a été relevé entre les patients ne souffrant pas de négligence et les sujets du groupe témoin.

Sensibilité au changement

Ne s’applique pas.

Références

  • Agrell, B. M., Dehlin, O. I., Dahlgren, C. J. (1997). Neglect in elderly stroke patients: a comparison of five tests. Psychiatry Clin Neurosci, 51(5), 295-300.
  • Albert, M. L. (1973). A simple test of visual neglect. Neurology, 23, 658-664.
  • Chen-Sea, M. J., Henderson, A. (1994). The reliability and validity of visuospatial inattention tests with stroke patients. Occup Ther Int, 1, 36-48.
  • Deloche, G., Azouvi, P., Bergego, C., Marchal, F., Samuel, C., Morin, L., Renard, C., Louis-Dreyfus, A., Jokic, C., Wiart, L., Pradat-Diehl, P. (1996). Functional consequences and awareness of unilateral neglect: Study of an evaluation scale. Neuropsychol Rehabil, 6, 133-150.
  • Fullerton, K. J., McSherry, D., Stout, R. W. (1986). Albert’s Test: A neglected test of perceptual neglect. The Lancet, 1(8478), 430-432.
  • Massironi, M., Antonucci, G., Pizzamiglio, L., Vitale, M. V., Zoccolotti, P. (1988). The Wundt-Jastrow illusion in the study of spatial hemi-inattention. Neuropsychologia, 26(1), 161-166.
  • McSherry, D., Fullerton, K. (1985). Preceptor: A shell for medical expert systems and its applications in a study of prognostic indices in stroke. Expert Systems, 2, 140-145.
  • Menon, A., Korner-Bitensky, N. (2004). Evaluating unilateral spatial neglect post stroke: Working your way through the maze of assessment choices. Topics in Stroke Rehabilitation, 11(3), 41-66.
  • Plummer, P., Morris, M. E., Dunai, J. (2003). Assessment of unilateral neglect. Phys Ther, 83(8), 732-740.
  • Potter, J., Deighton, T., Patel, M., Fairhurst, M., Guest, R., Donnelly, N. (2000). Computer recording of standard tests of visual neglect in stroke patients. Clinical Rehabilitation, 14(4), 441-446.
  • Na, D. L., Adair, J. C., Kang, Y., Chung, C. S., Lee, K. H., Heilman, K. M. (1999). Motor perseverative behavior on a line cancellation task. Neurology, 52, 1569-1576

Voir la mesure

Comment obtenir le Test d’Albert

Il est possible d’obtenir une copie du Test d’Albert en cliquant ici.

Table des matières

Test de barrage de lettre (Single Letter Cancellation Test)

Évidence révisées en date du 19-08-2008
Auteur(s)* : Lisa Zeltzer, MSc OT ; Anita Menon, MSc
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Sara Maude Girard, erg

But

Le Test de barrage de lettre (Single Letter Cancellation Test) est utilisé pour évaluer la présence et la sévérité de déficits de balayage visuel et est utilisé pour évaluer la négligence spatiale unilatérale dans l’espace extra personnel rapproché (Diller, Ben-Yishay, Gertsman, Goodkin, Gordon, & Weinberg, 1974).

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Le Test de barrage de lettre (Single Letter Cancellation Test) est utilisé pour évaluer la présence et la sévérité des déficits de balayage visuel et est utilisé pour évaluer la négligence spatiale unilatérale dans l’espace extra personnel rapproché. (Diller, Ben-Yishay, Gertsman, Goodkin, Gordon, & Weinberg, 1974).

Versions disponibles

Le Test de barrage de lettre a été publié par Diller et al. en 1974.

Caractéristiques de l’outil

Item :

Il n’existe pas vraiment d’item dans le Test de barrage de lettre.

Le test consiste en une feuille de papier 8.5 x 11 contenant 6 lignes de 52 lettres chacune. La lettre stimulus « H » est présentée 104 fois. La feuille est placée centrée devant le patient. Le patient reçoit comme consigne de tracer une ligne pour barrer chaque H qu’il trouve sur la page. Le temps écoulé pour compléter le test est calculé.

Cotation :

Le résultat est calculé en soustrayant le nombre d’omission (les H qui n’ont pas été barrés) du possible résultat parfait de 104 (0 à 53 sur le côté gauche et 0 à 51 du côté droit). Plus le résultat est élevé, meilleure est la performance. La présence de négligence spatiale unilatérale peut être déduite en calculant la fréquence d’erreurs sur le côté gauche ou sur le côté droit par rapport au centre de la page. 4 omissions ou plus ont été révélés pathologiques (Zoccolotti, Antonucci, Judica, Montenero, Pizzamiglio, & Razzano, 1989). Les commissions sont rarement vue et ne sont ainsi pas inclues dans les analyses. Les données normatives ont été publiées par genre et âge, basé sur les résultats de 341 patients avec des lésions à l’hémisphère droit (Gordon, Ruckdeschel-Hibbard, Egelko, Diller, Simmens, & Langer, 1984).

Durée :

Moins de 5 minutes.

Formation :

Aucune documentée.

Sous-échelle

Aucune.

Équipements :

  • Feuille de papier 5 x11 contenant 6 lignes de 52 lettres chacune et où le stimulus « H » est présenté 104 fois (53 fois sur la gauche et 51 fois sur la droite).
  • Crayon
  • Chronomètre

Versions alternatives du Test de barrage de lettre

Aucune documentée.

Pertinence selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Patients ayant subi un  AVC.
  • Les patients doivent être en mesure de tenir un crayon pour compléter le test (la présence d’apraxie peut nuire à la capacité de compléter l’évaluation).
  • Les patients doivent être en mesure de reconnaître les lettres de l’alphabet pour compléter le test.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Le Test de barrage de lettre ne devrait pas être utilisé pour différencier en une négligence sensorielle ou motrice parce qu’il requiert à la fois une recherche visuelle et une exploration manuelle (Ladavas, 1994).
  • Le Test de barrage de lettre ne peut être complété par un proche aidant.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Le Test de barrage de lettre a été utilisé avec des patients anglophones et francophones.

Une version de l’outil en hébreu a été utilisée dans certaines études lors de la validation du Test comportemental d’inattention – Behavioral Inattention Test (e.g. Friedman & Nachman-Katz, 2004).

Sommaire

Que mesure l’outil ? La négligence spatiale unilatérale dans l’espace extra personnel rapproché.
Avec quel type de client l’outil peut-il être utilisé ? Patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage.
Temps d’administration Moins de 5 minutes.
Versions Aucune.
Autres langues Le Test de barrage de lettre a été utilisé avec des patients anglophones et francophones. Une version de l’outil en hébreu a été utilisée dans certaines études lors de la validation du Test comportemental d’inattention (Behavioral Inattention Test).
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du Test de barrage de lettre.

Test-retest :
Une étude a examiné la fidélité test-retest du Test de barrage de lettre et a relevé une fidélité adéquate.

Validité Construit :
Corrélations adéquates avec la moyenne des lésions sur CT-scan ; corrélations allant d’adéquates à excellentes avec le Test Albert, le Sentence Reading Test, et le Wundt-Jastrow Area Illusion Test ; corrélations significatives avec la Semi-Structured Scale for the Functional Evaluation of Hemi-inattention.
Est-ce que l’outil détecte un changement chez les patients ? Non-applicable.
Acceptabilité Le Test de barrage de lettre devrait être utilisé comme outil de dépistage plutôt qu’un outil clinique de diagnostic de la négligence spatiale unilatérale. L’apraxie doit être exclue car elle peut affecter la validité des résultats du test. Le test ne devrait pas être administré par un proche aidant. Le patient doit être capable de tenir un crayon et de reconnaître les lettres de l’alphabet. Le Test de barrage de lettre ne peut être utilisé pour différencier une négligence sensorielle d’une négligence motrice.
Faisabilité Le Test de barrage de lettre ne requiert aucune formation spécialisée pour être administré et nécessite seulement un équipement minimal (un crayon, un chronomètre et la feuille d’évaluation). Le test est facile à interpréter. Un seuil limite de cotation suggérant la présence de négligence spatiale unilatérale est fourni (4 omissions ou plus). Le test est placé et centré devant le patient, et le temps écoulé pour compléter le test est calculé.
Comment obtenir l’outil ? S’il-vous-plaît, cliquez ici pour voir une copie du Test de barrage de lettre.

Propriétés psychométriques

Résumé

En général, les tests de barrage sont reconnus pour avoir une plus grande fidélité test-retest que les tests de bissection de ligne et sont souvent plus sensibles pour détecter la négligence spatiale unilatérale que les tesst de bissection de ligne (Marsh & Kersel, 1993; Azouvi et al., 2002). Le Test de barrage de lettre a démontré avoir de fortes propriétés psychométriques, incluant la fidélité et la validité, dans l’identification de la négligence spatiale unilatérale dans l’espace extra personnel rapproché (Menon & Korner-Bitensky, 2004). Pour les fins de ce module, une recherche documentaire a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du Test de barrage de lettre.

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune évidence.

Test-retest :
Gordon, Ruckdeschel-Hibbard, Egelko, Diller, Simmens, et Langer (1984) ont examiné la fidélité test-retest du Test de barrage de lettre auprès d’un groupe de 31 individus et ont relevé une fidélité test-retest adéquate (r = 0.63).

Validité

Construit :

Egelko et al. (1988) ont relevé que le Test de barrage de lettre a corrélé adéquatement avec la moyenne des lésions sur CT-scan (r = -0.35).
Note : Cette corrélation est négative car un résultat élevé sur le Test de barrage de lettre indique un meilleur rendement, alors qu’un CT-scan élevé indique plus de dommages.

Zoccolotti, Antonucci, Judica, Montenero, Pizzamiglio, et Razzano (1989) ont relevé que les corrélations entre le Test de barrage de lettre et les autres tests visuo-spatial (le Test d’Albert, le Sentence Reading Test, et le Wundt-Jastrow Area Illusion Test) variaient de façon adéquates à excellentes (allant de r = 0.36 à r = 0.69). Le Test de barrage de lettre a démontré être le plus sensible parmi ces tests dans la détection de la négligence spatiale unilatérale (de 4.1% à 25%), ce qui peut être dû à la forte densité des stimuli utilisés.

Zoccolotti, Antonucci, and Judica (1992) ont relevé que le Test de barrage de lettre a corrélé avec la sous-échelle Extra personnelle de la Semi-Structured Scale for the Functional Evaluation of Hemi-inattention (Kendal’s tau = -0.52).
Note : Cette corrélation est négative puisqu’un t résultat élevé sur le Test de barrage de lettre indique un meilleur rendement, tandis qu’un score élevé sur la Semi-Structured Scale indique la présence de négligence spatiale unilatérale.

Critère :

Aucune évidence.

Sensibilité au changement

Aucune évidence.

Références

  • Azouvi, P., Samuel, C., Louis-Dreyfus, A., et al. (2002). Sensitivity of clinical and behavioural tests of spatial neglect after right hemisphere stroke. J Neurol Neurosurg Psychiatry, 73, 160 -166.
  • Diller, L., Ben-Yishay, Y., Gerstman, L. J., Goodin, R., Gordon, W., Weinberg, J. (1974). Studies in scanning behavior in hemiplegia. Rehabilitation Monograph No. 50, Studies in cognition and rehabilitation in hemiplegia. New York: New York University Medical Center, Institute of Rehabilitation Medicine.
  • Egelko, S., Gordon, W. A., Hibbard, M. R., Diller, L., Lieberman, A., Holliday, R., Ragnarsson, K., Shaver, M. S., Orazem, J. (1988). Relationship among CT scans, neurological exam, and neuropsychological test performance in right-brain-damaged stroke patients. J Clin Exp Neuropsychol, 10, 539-564.
  • Friedman, N., Nachman-Katz, I. (2004). Developmental neglect dyslexia in a hebrew-reading child. Cortex, 40(2), 301-313.
  • Gordon, W.A., Ruckdeschel-Hibbard, M., Egelko, S., Diller, L., Simmens, S., Langer, K. (1984). Single Letter Cancellation Test in Evaluation of the Deficits Associated with Right Brain Damage: Normative Data on the Institute of Rehabilitation Medicine Test Battery. New York: New York University Medical Center.
  • Ladavas, E. (1994). The role of visual attention in neglect: A dissociation between perceptual and directional motor neglect. Neuropsychological Rehabilitation, 4, 155-159.
  • Marsh, N. V., Kersel, D. A. (1993). Screening tests for visual neglect following stroke. Neuropsychological Rehabilitation, 3, 245-257.
  • Menon, A., Korner-Bitensky, N. (2004). Evaluating unilateral spatial neglect post stroke: Working your way through the maze of assessment choices. Topics in Stroke Rehabilitation, 11(3), 41-66.
  • Zoccolotti, P., Antonucci, G., Judica, A., Montenero, P., Pizzamiglio, L., Razzano, C. (1989). Incidence and evoluation of the hemi-negelct disorder in chronic patients with unilateral right brain damage. Int J Neurosci, 47, 209-216.

Voir la mesure

Comment obtenir une copie du Test de barrage de lettre ?

SVP cliquez ici pour voir une copie du Test de barrage de lettre.

Table des matières

Test de dessin d’horloge (TDH)

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

But


Le Test de dessin d’horloge (TDH) est utilisé afin d’évaluer rapidement les habiletés visuospatiales et pratiques, et peut détecter la présence de déficiences au niveau de l’attention et des fonctions exécutives (Adunsky, Fleissig, Levenkrohn, Arad, et Nov, 2002 ; Suhr, Grace, Allen, Nadler, & McKenna, 1998 ; McDowell, et Newell, 1996).

L’utilisation du TDH peut être jumelée à celle d’autres tests de dépistage tels que le Mini-Mental State Examination (MMSE) et la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF).

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Le Test de dessin d’horloge (TDH) est utilisé afin d’évaluer rapidement les habiletés visuospatiales et pratiques, et peut détecter la présence de déficiences au niveau de l’attention et des fonctions exécutives (Adunsky, Fleissig, Levenkrohn, Arad, et Nov, 2002 ; Suhr, Grace, Allen, Nadler, & McKenna, 1998 ; McDowell, et Newell, 1996)

L’utilisation du TDH peut être jumelée à celle d’autres tests de dépistage tels que le Mini-Mental State Examination (MMSE) et la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF).

Versions disponibles

Le TDH est un test simple de réalisation de tâches dans leur forme la plus simple. Il existe plusieurs versions du TDH :

Commande verbale :

  • Dessin libre d’horloges :
    Une feuille blanche de papier est offerte à l’individu accompagnée de la consigne de dessiner, en premier lieu, la face d’une horloge, d’y placer les numéros, et ensuite de dessiner les aiguilles afin qu’elles indiquent l’heure demandée. Afin d’accomplir la tâche avec succès, le patient doit tout d’abord dessiner le contour de l’horloge, puis placer les chiffres 1 à 12 à l’intérieur, et finalement d’indiquer correctement l’heure demandée en dessinant les aiguilles de l’horloge.
  • Horloge pré-dessinée:
    Certains cliniciens préfèrent présenter un cercle pré-dessiné à l’individu, le patient n’a alors qu’à placer les chiffres et les aiguilles sur la face de l’horloge. Ils font valoir que la capacité du patient à placer les chiffres peut être défavorablement affectée si le contour n’est pas bien dessiné. Dans cette tâche, si l’individu dessine une horloge complètement normale, il s’agit d’un indice rapide qu’un bon nombre de fonctions sont intactes. Toutefois, une horloge nettement anormale est un indice important que l’individu peut avoir un déficit cognitif, justifiant un examen plus poussé.

Sans tenir compte du type utilisé (dessin libre ou pré-dessiné), le TDH par commande verbale peut évaluer simultanément le fonctionnement linguistique d’un patient (la compréhension verbale) ; le fonctionnement de la mémoire (rappel d’un engramme visuel, mémoire à court-terme, rappel des instructions du temps) ; et les fonctions exécutives. La version de commande verbale du THD est hautement sensible à la déficience du lobe temporal (en raison de son importante implication dans la mémoire et les processus linguistiques) et à la déficience du lobe frontal (en raison de son rôle de médiateur dans la planification exécutive) (Shah, 2002).

Commande de copie :

Une horloge complètement dessinée est offerte à l’individu, où les aiguillent indiquent déjà une certaine heure. Une consigne demande alors au client de reproduire le dessin aussi fidèlement que possible. La bonne réalisation d’une copie nécessite moins l’usage des fonctions linguistiques et de la mémoire, mais est plus dépendante des processus visuospatiaux et de perception.

Copy command clock

Test de lecture d’horloge:
Une version modifiée du TDH par commande de copie demande simplement au patient de lire à voix haute l’heure indiquée par l’horloge dessinée par l’examinateur.

Les tests de commande de copie d’horloge et de lecture d’horloge sont utiles pour évaluer les lésions du lobe pariétal telles que celles pouvant engendrer une héminégligence. Il est important d’effectuer les deux tests chez tous les patients, car un patient avec une lésion du lobe temporal pourrait copier adéquatement une horloge pré-dessinée alors que l’horloge dessinée selon une commande verbale pourrait montrer un mauvais placement des chiffres et un réglage de l’heure incorrecte. Inversement, un patient ayant une lésion du lobe pariétal pourrait dessiner adéquatement une horloge selon une commande verbale, alors que l’horloge dessinée selon la commande de copie pourrait démontrer des signes évidents de négligence.

Instructions de réglage de l’heure :

Le réglage le plus communément choisi par les cliniciens est « 3 heures » (Freedman, Leach, Kaplan, Winocur, Shulman, et Delis, 1994). Bien que ce réglage évalue adéquatement la compréhension et l’exécution motrice, il n’indique pas la présence de négligence gauche possiblement présente chez le patient, car il ne nécessite aucunement l’utilisation du côté gauche de l’horloge. Le réglage « 11 heures et 10 minutes » en est un idéal (Kaplan, 1988). Ce dernier force le patient à utiliser toute l’horloge, mais aussi à décoder la commande « 10 minutes » afin d’indiquer le « 2 » sur l’horloge. De plus, il a l’avantage de révéler toute erreur que le patient pourrait faire liée au stimulus. Par exemple, la présence du nombre « 10 » sur l’horloge pourrait piéger certains patients et les retenir d’indiquer le chiffre « 2 » à l’écoute de la commande « 10 minutes ». Au lieu de dessiner l’aiguille des minutes en direction du chiffre « 2 » afin d’indiquer « 10 minutes » passées l’heure, les patients enclins aux erreurs liées au stimulus vont fixer et dessiner l’aiguille des minutes en direction du « 10 » sur l’horloge.

Caractéristiques de l’outil de mesure

Cotation :

Il existe plusieurs différentes façons de noter le TDH. En général, les scores sont utilisés afin d’évaluer toute erreur ou altération tel que négliger d’inclure certains chiffres, placer les chiffres aux mauvais endroits ou avoir un mauvais espacement (McDowell & Newell, 1996). Les systèmes de cotation peuvent être simples ou complexes et de nature quantitative ou qualitative. Vous pouvez utiliser une méthode simple et quantitative en tant qu’outil préliminaire rapide de dépistage afin de détecter la présence ou l’absence de déficience cognitive (Lorentz et coll., 2002). Toutefois, si une évaluation plus complexe est requise, un système de cotation qualitatif serait plus révélateur.

Il a été démontré que certaines méthodes de cotation sont mieux adaptées à certains groupes de sujets (Richardson & Glass, 2002 ; Heinrik, Solomesh, & Berkman, 2004). Chez les patients ayant subi un AVC, aucune méthode standardisée unique n’existe. Suhr, Grace, Allen, Nadler, et McKenna (1998) ont examiné l’utilité du TDH pour localiser les lésions chez 76 patients ayant subi un AVC et 71 patients contrôles. Six systèmes de cotation ont été utilisés afin d’évaluer les dessins d’horloges (Freedman et coll., 1994 ; Ishiai, Sugishita, Ichikawa, Gono, & Watabiki, 1993 ; Mendez, Ala, & Underwood, 1992 ; Rouleau, Salmon, Butters, Kennedy, & McGuire, 1992 ; Sunderland et coll., 1989 ; Tuokko, Hadjistavropoulos, Miller, & Beattie, 1992 ; Watson, Arfken, & Birge, 1993 ; Wolf-Klein et coll., 1989). Des différences significatives ont été soulevées entre les sujets du groupe contrôle et ceux ayant subi un AVC dans tous les systèmes de cotation, autant pour les aspects quantitatifs de qualitatifs du TDH. Toutefois, les indices quantitatifs n’étaient pas utiles dans la différenciation des différents groupes d’AVC (AVC gauche versus droit versus bilatéral ; AVC cortical versus sous-cortical ; AVC antérieur versus postérieur). Les aspects qualitatifs étaient utiles dans la latéralisation des sites de lésion et dans la différenciation des groupes sous-corticaux et corticaux.

Une étude psychométrique chez les patients ayant subi un AVC, par South, Greve, Bianchini, et Adams (2001), a comparé trois systèmes de cotation : l’Échelle de cotation Rouleau (1992), le Système de cotation Freedman (1994) et le Système révisé Libon (1993). Il fut démontré que ces systèmes de cotation sont fiables chez les patients ayant eu un AVC (voir les détails de cette étude).

Sous-échelles :

Aucune n’a été signalée.

Équipement :

Seuls un papier et un crayon sont nécessaires. Selon la méthode choisie, vous aurez peut-être besoin de préparer un cercle (environ 10 cm de diamètre) sur le papier pour le patient.

Formation :

Le TDH peut être administré par des individus avec peu ou pas de formation en évaluations cognitives. Scanlan, Brush, Quijano, et Borson (2002) ont indiqué qu’une simple cotation binaire du TDH (normal ou anormal) par des évaluateurs non formés était étonnamment efficace pour la classification des sujets ayant une démence ou pas. Dans cette étude, une erreur fréquente des évaluateurs non formés était l’incapacité de reconnaître l’espacement incorrect des chiffres sur l’horloge comme étant anormal. En adressant ce type d’erreur, la concordance entre les évaluateurs non formés et les experts devrait être améliorée.

Durée :

Toutes les variations du TDH devraient approximativement durer de 1 à 2 minutes (Ruchinskas et Curyto, 2003).

Versions alternatives du TDH

L’Approche modifiée et intégrée du Test de dessin d’horloge (AMI-TDH) est un outil comprenant 4 étapes et 20 items et ayant un score maximal de 33. Le AMI-TDH met l’emphase sur la cotation différentielle du contour, des chiffres, des aiguilles et du centre. Elle intègre 3 TDH existants :

  • Freedman et al’s free-drawn clock (1994) en fonction de certaines définitions d’items
  • Les techniques de cotation sont adaptées de Paganini-Hill, Clark, Henderson, & Birge (2001)
  • Certains items ont été empruntés au Royall, Cordes, & Polk (1998) executive CLOX

Il a été démontré que l’AMI-TDH est fiable et valide chez les individus présentant une démence. Toutefois, cette mesure n’a pas été validée chez la population ayant subi un AVC (Heinik et coll., 2004).

Clientèle cible

Peut être utilisé comme instrument de dépistage avec :

Pratiquement toutes les populations de patients (Wagner, Nayak, & Fink, 1995). Ce test semble être différentiellement sensible à certains types de processus pathologiques. Plus particulièrement, il a été démontré qu’il est utile cliniquement pour la différentiation des patients normaux âgés, présentant une maladie neuro-dégénérative ou vasculaire, et ceux ayant un trouble psychiatrique tel que la dépression et la schizophrénie (Dastoor, Schwartz, & Kurzman, 1991 ; Heinik, Vainer-Benaiah, Lahav, & Drummer, 1997 ; Lee & Lawlor, 1995 ; Shulman, Gold, & Cohen, 1993 ; Spreen & Strauss, 1991 ; Tracy, De Leon, Doonan, Musciente, Ballas, & Josiassen, 1996 ; Wagner et coll., 1995 ; Wolf-Klein, Silverstone, Levy, & Brod, 1989).

Peut être utilisé avec :

  • Les patients ayant subi un AVC. Puisque le TDH requiert une réponse non verbale, il peut être administré chez les sujets ayant un trouble de la parole, mais ayant une compréhension suffisante permettant de comprendre les exigences de la tâche.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Les patients qui ne peuvent pas comprendre les instructions verbales ou écrites.
  • Les patients ne pouvant pas écrire.

Comme c’est le cas pour bien d’autres mesures neuropsychologiques de dépistage, le TDH est affecté par l’âge, l’éducation, des conditions telles un négligence visuelle ou une hémiparésie, ainsi que d’autres facteurs tels que la présence de dépression (Ruchinskas et Curyto, 2003 ; Lorentz, Scanlan, et Borson, 2002). Le degré auquel ces facteurs affectent le score d’un sujet dépend en grande partie de la méthode de cotation appliquée (McDowell et Newell, 1996). De plus, le TDH cible les fonctions de l’hémisphère droit, ainsi il est important d’utiliser ce test en conjecture avec d’autres tests neuropsychologiques (McDowell et Newell, 1996).

Dans quelles langues cette mesure est-elle disponible ?

Le TDH peut être effectué dans plusieurs langues. Borson et coll. (1999) ont déterminé que la langue utilisée n’a pas d’effet direct sur le rendement au TDH.

Sommaire

Que mesure l’outil ? Les habiletés visuospatiales et pratiques, et peut déterminer la présence de troubles d’attention et d’exécution.
Pour quel type de clientèle cet outil peut-il être utilisé ? Pratiquement toutes les populations de patients. Il fut prouvé qu’il est utile cliniquement pour la différentiation des patients normaux âgés, avec une maladie neurodégénérative ou vasculaire, et ceux ayant un trouble psychiatrique tel que la dépression et la schizophrénie.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Dépistage
Durée d’administration Toutes les variations du TDH devraient approximativement durer 1 à 2 minutes.
Versions
  • Commande verbale : Dessin d’horloge libre ; Horloge prédessiné
  • Commande de copie : Commande de copie ; Test de lecture d’horloge
  • Réglage de l’heure : « 11 heures et 10 minutes »
  • Approche modifiée et intégrée du Test de dessin d’horloge (AMI-TDH)
Langues Le TDH peut être effectué dans toutes les langues.
Propriétés de la mesure
Fidélité Test-retest :
Des quatre études examinant la fidélité test-retest, trois ont relevé une excellente fidélité test-retest et une a relevé une fidélité test-retest adéquate.
Inter-juges :
Des sept études examinant la fidélité inter-juges, six ont relevé une excellente fidélité inter-juges et une a relevé une fidélité inter-juges allant d’adéquate (pour les horloges d’évaluateurs) à excellente (pour les horloges dessinées librement et celles pré-dessinées).
Validité Critère :
Le test a prédit la baisse de la capacité fonctionnelle et la hausse du besoin de supervision lors du congé de l’hôpital ; la faible capacité physique et une plus grande durée du séjour en réadaptation gériatrique ; les activités de la vie quotidienne lors du rétablissement maximal.
Construit :
Le TDH a démontré une corrélation adéquate avec le Mini-Mental State Examination (MMSE) et la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF).
Groupes connus :
Le TDH a détecté des différences significatives entre les patients vivant avec la maladie d’Alzheimer et ceux du groupe témoin.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Non applicable.
Acceptabilité Le TDH est court et simple. Il s’agit d’une tâche non verbale et pouvant être moins intimidante pour les patients que de répondre à une série de questions.
Faisabilité Le TDH est peu couteux et facile à transporter. Il peut être administré lors de situations dans lesquelles des tests d’une plus grande durée seraient impossibles à administrer ou incommodants. Même l’administration et le système de notation les plus complexes ne requièrent qu’approximativement 2 minutes. Il peut être administré par un individu ayant une formation minime en évaluations cognitives.
Comment obtenir la mesure ? Un cercle pré-dessiné peut être téléchargé en cliquant sur ce lien : dessin pré-dessiné

Propriétés psychométriques

Résumé

Jusqu’à récemment, les données sur les propriétés psychométriques du TDH étaient limitées. Même s’il existe plusieurs façons possibles d’administrer et de noter le TDH, les propriétés psychométriques et tous ces systèmes semblent consistantes et toutes les forment corrèlent fortement avec d’autres mesures cognitives (Scanlan et coll., 2002 ; Ruchinskas et Curyto, 2003 ; McDowell et Newell, 1996). De plus, il a été déterminé que la notation du TDH est fidèle et consistante chez les patients ayant subi un AVC (South et coll. 2001). Aux fins de ce résumé, une recherche documentaire a été effectuée afin d’identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques de la méthode de notation la plus communément utilisée du TDH. Certains articles de journaux à grand impact, ainsi qu’une grande variété d’auteurs ont été sélectionnés afin de les passer en revue.

Fidélité

Test-retest :

La fidélité test-retest du TDH, utilisant la corrélation d’ordre de rang de Spearman, a été déterminée par plusieurs chercheurs utilisant une variété de systèmes de notation :

  • Manos et Wu (1994) ont relevé une excellente fidélité test-retest sur 2 jours de 0,87 pour les patients en médecine et de 0,94 pour les patients en chirurgie.
  • Tuokko et coll. (1992) ont relevé une fidélité test-retest adéquate de 0,70 sur 4 jours.
  • Mendez et coll. (1992) ont relevé d’excellents coefficients, respectivement de 0,78 et 0,76 sur 3 jours et sur 6 mois,.

Freedman et coll. (1994) ont relevé une faible fidélité test-retest. Toutefois, lorsque le réglage « 11 heures et 10 minutes » a été utilisé avec l’horloge de l’évaluateur, reconnu comme étant plus sensible à la détection de troubles cognitifs, la fidélité test-retest s’est alors avérée excellente (0,94).

Inter-juges :

La fidélité inter-juges du TDH, utilisant la corrélation d’ordre de rang de Spearman (qui n’est pas la méthode d’analyse idéale pour évaluer la fidélité inter-juges, mais une méthode utilisée lors de recherches antérieures sur les mesures), a également été déterminée par plusieurs chercheurs :

  • Sunderland et al. (1989) ont noté d’excellents coefficients de fidélité inter-juges allant de 0,86 à 0,97 et aucune différence entre l’évaluation de cliniciens et celle de non-cliniciens (respectivement de 0,84 et 0,86).
  • Rouleau et al. (1992) ont noté d’excellents coefficients de fidélité inter-juges allant de 0,92 à 0,97.
  • Mendez et al. (1992) ont relevé d’excellents coefficients de fidélité inter-juges de 0,94.
  • Tuokko et al. (1992) ont noté des coefficients de fidélité inter-juges élevés allant de 0,94 à 0,97 lors de trois évaluations annuelles.
  • L’échelle modifiée de Shulman (Shulman, Gold, Cohen, & Zucchero, 1993) a également relevé d’excellents coefficients de fidélité inter-juges (de 0,94 au départ de l’étude, de 0,97 à 6 mois et de 0,97 à 12 mois).
  • Manos et Wu (1994) ont relevé d’excellents coefficients de fidélité inter-juges allant de 0,88 à 0,96.
  • Freedman et al. (1994) ont relevé des coefficients de fidélité inter-juges allant de 0,79 à 0,99 lors de trois dessins libres d’horloges, allant de 0,84 à 0,85 lors de dessins d’horloges pré-dessinées, et de 0,63 à 0,74 pour les horloges des évaluateurs, ce qui dénote d’excellents coefficients de fidélité inter-juges.

South et al. (2001) ont comparé la psychométrie de trois méthodes de cotation différentes du TDH (Libon, le système révisé ; Rouleau, l’échelle d’évaluation ; et Freedman, le système de notation) avec un échantillon de vingt patients ayant subi un AVC. La fidélité inter-juges a été mesurées en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI). Les évaluateurs ont utilisé des critères comparables pour chaque score et ont noté d’excellents coefficients de fidélité inter-juges. Les évaluateurs ont utilisé des critères de cotation similaires et ont noté d’excellents coefficients de fidélité intra-juge. South et al. (2001) ont conclu que, bien que le système de cotation de Libon ait démontré une étendue de fidélité dans différents domaines, les systèmes de Rouleau et de Freedman se situaient dans un excellent ordre d’étendue.

Validité

Dans une revue des données probantes, Shulman (2000) a relevé que la plupart des études ont conclu une sensibilité et une spécificité d’approximativement 85% et ont conclu que le TDH, utilisé conjointement à d’autres tests largement utilisés tels que le Mini-Mental State Examination (MMSE), devrait fournir un avantage significatif dans la détection précoce de la démence. À l’opposé, Powlishta et coll. (2002) a conclu de sa recherche le TDH ne semble pas être un outil de dépistage utile dans la détection de démence très légère. D’autres auteurs ont conclu que le TDH ne devrait pas être utilisé seul en tant que test de dépistage de démence à cause de sa performance générale inadéquate (Borson et Brush, 2002 ; Storey et coll., 2001). Toutefois, la plupart des études précédentes ont été basées sur des échantillons relativement petits ou ont été effectuées dans un contexte clinique, et leurs résultats pourraient ne pas être généralisés à une plus grande population.

Nishiwaki et coll. (2004) ont étudié la validité du TDH en comparaison au MMSE chez une grande population âgée (75 ans et plus). La spécificité du TDH dans la détection de déficiences cognitives modérées à sévères (score au MMSE = 17) était respectivement de 77% et de 87% lors d’une administration par un/une infirmier/ère, et respectivement de 40% et de 91% lors d’une administration par envois postaux. Les auteurs ont conclu que le TDH a une certaine valeur en tant qu’outil de dépistage rapide en face-à-face pour les déficiences cognitives modérées à sévères chez une communauté âgée, mais aussi qu’il est un outil relativement faible dans la détection de déficiences cognitives plus légères.

Peu d’études ont examiné la validité du TDH spécifiquement chez les patients ayant subi un AVC. Adunsky et coll. (2002) ont comparé le TDH avec le MMSE et la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) (les tests cognitifs sont utilisés pour l’évaluation des conséquences fonctionnelles lors du congé chez les personnes âgées ayant subi un AVC). Ces tests ont été administrés à 151 patients admis en réadaptation à l’interne suivant un AVC en phase aiguë de récupération. Les coefficients de corrélation (corrélation Pearson) entre les trois tests cognitifs ont indiqué des valeurs r se situant entre 0,51 et 0,59. Adunsky et coll. (2002) ont conclu qu’ils partagent un degré raisonnable de ressemblance, comptabilisant une validité concourante adéquate pour ces tests.

Bailey, Riddch et Crome (2000) ont évalué une batterie de tests pour l’héminégligence chez les patients âgés ayant subi un AVC et ont déterminé que le TDH a une validité discutable pour l’évaluation des négligences représentationnelles. De plus, en accord avec des données antécédentes (Ishiai et coll., 1993 ; Kaplan et coll., 1991), l’utilité du TDH en tant que mesure de dépistage de négligences n’était pas supportée par ces résultats en raison de la subjectivité de la notation et une validité discutable du fait que la tâche peut aussi refléter une déficience cognitive (Freidman, 1991), une apraxie de construction ou une déficience de la capacité à planifier (Kinsella, Packer, Ng, Olver, & Stark, 1995).

Sensibilité au changement

Non applicable.

Références

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Voir la mesure

Cliquez ici pour avoir accès à un cercle pré-dessiné pouvant être utilisé lors de l’administration du TDH.

Table des matières

Test des cloches

Évidence révisées en date du 11-01-2011
Auteur(s)* : Lisa Zeltzer, MSc OT ; Anita Menon, MSc
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

Le Test des cloches est un test d’élimination permettant une évaluation quantitative et qualitative de la négligence visuelle à proximité de l’espace extra personnel.

Revue détaillée

But de la mesure

Le Test des cloches est un test d’élimination permettant une évaluation quantitative et qualitative de la négligence visuelle à proximité de l’espace extra personnel.

Versions disponibles

Le Test des cloches a été développé par Gauthier, Dehaut et Joanette en 1989.

Caractéristiques de la mesure

Items :
Il n’y a pas réellement d’items dans le Test des cloches.

Dans le Test des cloches, il est demandé au patient d’entourer avec un crayon les 35 cloches intégrées dans 280 éléments de distraction (maisons, chevaux, etc.) sur une page de 11 x 8,5 pouces (Figure 1). Tous les dessins sont noirs. La page est placée devant la ligne médiane du patient.

Figure 1. Test des cloches

Les objets sont présentés dans un ordre apparemment aléatoire, mais, en réalité, ils sont répartis uniformément dans 7 colonnes contenant chacune 5 cibles et 40 éléments de distraction. Il y a un point noir au bas de la page qui indique où la page devrait être placée en fonction du plan sagittal médian du patient. Des 7 colonnes, 3 sont sur le côté gauche de la feuille, une est dans le milieu et 3 sont à la droite. Par conséquent, si le patient omet d’encercler les cloches dans la dernière colonne de la gauche, on peut estimer que leur négligence est légère. Toutefois, les omissions dans les colonnes les plus centrées peuvent suggérer une plus grande négligence du côté gauche de l’espace.

L’examinateur est assis en face du patient. Premièrement, une feuille de démonstration est présentée au patient. Cette feuille contient une version agrandie de tous les éléments de distraction et une cloche encerclée. Il est demandé au patient de nommer les images indiquées par l’examinateur afin de s’assurer d’une bonne reconnaissance des objets. Si le patient éprouve des difficultés de langage ou si l’examinateur soupçonne des problèmes de compréhension, le patient peut à la place placer une carte représentant cet objet au-dessus de l’image en question.

L’examinateur donne les instructions suivantes : « Votre tâche consistera à encercler avec le crayon toutes les cloches que vous trouverez sur la feuille que je placerais en face de vous, et ce, sans perdre de temps. Vous allez commencer lorsque je dirai « allez-y » et vous terminerez lorsque vous penserez avoir encerclé toutes les cloches. Je vais également vous demander d’éviter de bouger ou de fléchir votre tronc si possible. » Si un problème de compréhension est présent, l’examinateur doit faire une démonstration de la tâche.

Le test est ensuite placé en face du patient avec le point noir (voir la flèche sur la Figure 1) placé du côté du sujet et centré avec son plan sagittal médian (divise le corps en une moitié droite et une moitié gauche). La feuille de test est donnée après les instructions.

L’examinateur conserve la feuille de cotation(Figure 2) loin de la vue du patient, en veillant à ce que le point au milieu soit vers le patient. Cette position à l’envers rendra la cotation plus facile pour l’examinateur. Après que le patient commence le test, l’examinateur note l’ordre des cloches encerclées par le patient en numérotant l’ordre sur sa feuille de score (ex. 1, 2, 3…). Si le patient encercle une autre image (une image qui n’est pas une cloche), l’examinateur indique sur sa feuille de score le nombre approprié et l’emplacement approximatif. La cloche subséquente reçoit le prochain numéro.

Figure 2. Feuille de cotation de l’examinateur.

Si le patient arrête avant que toutes les cloches soient encerclées, l’examinateur donne seulement un avertissement en disant « Êtes-vous sûr que toutes les cloches sont désormais encerclées? Vérifiez à nouveau. » Après cela, l’ordre d’énumération continue, mais les nombres sont encerclés ou soulignés. La tâche est complète lorsque le patient arrête l’action.

Cotation :
Le nombre total de cloches encerclées est comptabilisé ainsi que le temps pris pour compléter le test. Le score maximum est de 35. Une omission de 6 cloches ou plus dans la moitié droite ou dans la moitié gauche de la page indique une négligence spatiale unilatérale (NSU). D’après la distribution spatiale des cibles omises, l’évaluateur peut alors déterminer la sévérité de la négligence visuelle et l’hémi espace affecté (c’est-à-dire gauche ou droit).

La séquence par laquelle le patient procède durant la tâche de balayage peut être déterminée en connectant les cloches sur la feuille de score selon l’ordre de numérotation.

Durée :
Moins de 5 minutes.

Formation :
Aucune typiquement documentée.

Sous-échelles :
Aucune.

Équipements :

  • La feuille de test (page 5″x11″ avec 35 cloches intégrées dans 280 éléments de distraction)
  • Crayon
  • Feuille de score
  • Chronomètre

Versions alternatives du Test des cloches

Aucune.

Clientèles cibles

Peut être utilisé avec :

Les patients avec un AVC.

  • Les patients doivent être capables de tenir un crayon afin de compléter le test (la présence d’apraxie peut entraver cette capacité).
  • Les patients doivent être capables de visuellement faire la distinction entre un élément de distraction, tels que les images de maisons et de chevaux, et les cloches qui sont à éliminer.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • À l’instar des autres tests d’élimination, le Test des cloches ne peut pas être utilisé pour faire la distinction entre une négligence sensorielle et une négligence motrice puisque cela exige de la recherche visuelle et de l’exploration manuelle (LÃ davas, 1994).
  • Le Test des cloches ne peut pas être complété par un proche aidant.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Non applicable.

Sommaire

Que mesure l’outil? La négligence spatiale unilatérale (NSU) à proximité de l’espace extra personnel.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé? Les patients avec un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation? Dépistage
Temps d’administration Moins de 5 minutes.
Versions Aucune
Langues Non applicable
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du Test des cloches.

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

Validité Critère :
Une étude a relevé que le Test des cloches est plus susceptible d’identifier la présence de négligence que le Test d’Albert auprès de patients ayant subi un AVC. Une étude a noté que le Test des cloches et le Letter Cancellation Test sont plus susceptibles de détecter la présence d’une négligence que le Line Bisection Test auprès de 35 patients avec une négligence spatiale.

Construit :
Groupes connus :
Le Test des cloches a été en mesure de faire la distinction entre les patients avec des lésions cérébrales droites et ceux avec des lésions cérébrales gauches.

Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Non applicable.
Acceptabilité Le Test des cloches devrait être utilisé comme un outil de dépistage plutôt que pour un diagnostic clinique de la négligence spatiale unilatérale. L’apraxie doit être écartée, car elle peut affecter la validité des résultats. Le test ne peut pas être complété par un proche aidant. Les patients doivent être capables de tenir un crayon et de distinguer visuellement les éléments de distraction afin de compléter le test. La mesure ne peut pas être utilisée afin de faire la distinction entre une négligence sensorielle et une négligence motrice.
Faisabilité

Le Test des cloches ne requiert pas de formation spécifique afin d’être administré et seulement un équipement minimal est nécessaire (un crayon, un chronomètre, une feuille de test et une feuille de score). Le test est simple à coter et à interpréter. Le test est placé devant la ligne médiane du patient et une feuille de démonstration est utilisée afin de familiariser le patient avec les images utilisées dans le test. L’examinateur doit suivre conjointement avec les patients au fur et à mesure qu’ils encerclent chacune des cloches et il note sur la feuille de score l’ordre dans lequel les cloches sont éliminées. À la fin du test, l’examinateur compte le nombre de cloches éliminées sur un total de 35 et note le temps qu’a pris le patient.

Une omission de 6 cloches ou plus sur la moitié gauche ou la moitié droite de la feuille indique une négligence spatiale unilatérale

Comment obtenir l’outil ?

Vous pouvez télécharger un exemplaire : Bell’s Test

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de la littérature a relevé que le Test des cloches a une meilleure fidélité test-retest que le Line Bisection Test (Marsh & Kersel, 1993; Azouvi et al., 2002).

Aux fins de cette revue, une recherche dans la littérature a été menée afin d’identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du Test des cloches.

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du Test des cloches.

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

Validité

Construit :

Groupes connus :
Gauthier et al. (1989) a examiné le Test des cloches auprès de 59 participants : dont 20 témoins ; 19 avec des lésions cérébrales droites ; et 20 avec des lésions cérébrales gauches. Une différence statistiquement significative dans la moyenne des scores a été observée entre le groupe avec des lésions cérébrales droites et celui avec des lésions cérébrales gauches.

Critère :

Vanier et al. (1990) ont administré le Test des cloches et le Test d’Albert à 40 adultes sans trouble neurologique et 47 patients ayant subi un AVC à l’hémisphère droit. Il a été constaté que 38,3 % des patients ont été diagnostiqués avec une négligence spatiale unilatérale en utilisant le Test des cloches (avec un score seuil plus grand ou égal à 4) en comparaison avec seulement 10,6 % avec le Test d’Albert (en utilisant un score seuil plus grand ou égal à 2). Les résultats de cette étude suggèrent que le Test des cloches est plus susceptible d’identifier la présence d’une négligence, en comparaison au Test d’Albert, auprès des patients ayant subi un AVC.

Ferber et Karnath (2001) ont examiné les capacités de différents tests d’élimination et de bissection de ligne pour détecter la présence de négligence auprès de 35 patients avec une négligence spatiale. Le Test des cloches a détecté un pourcentage significativement plus élevé de cibles omises que les autres tests (Line Bisection Test et 3 tests d’élimination : Letter Cancellation Test, Star Cancellation Test et Line Crossing Test). Le Line Bisection Test a omis 40 % des patients avec une négligence spatiale. Le Letter Cancellation Test et le Test des cloches ont omis seulement 6 % des cas.

Sensibilité au changement

Aucune étude n’a examiné la sensibilité au changement du Test des cloches.

Références

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  • Vanier, M., et al. (1994). Evaluation of left visuospatial neglect: norms and discrimination power of the two tests. Neuropsychologia, 4, 87-96.

Voir la mesure

Comment obtenir le test des cloches

Vous pouvez télécharger :

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