Canadian Neurological Scale (CNS)

Évidence révisées en date du 09-01-2012
Auteur(s)* : Katie Marvin, MSc. PT (Candidate)
Éditeur(s) : Annabel McDermott, OT ; Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Réviseur expert : Dr. Robert Cote, MD

But

La Canadian Neurological Scale (CNS) a été développée comme un outil simple servant à évaluer et à faire le suivi de l’état neurologique des patients en phase aiguë de récupération d’un AVC (Cote, Hachinski, Shurvell, Norris & Wolfson, 1986).

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 Canadian Neurological Scale (CNS) a été développée comme un outil simple servant à évaluer et à faire le suivi de l’état neurologique des patients en phase aiguë de récupération d’un AVC (Cote, Hachinski, Shurvell, Norris & Wolfson, 1986). La CNS évalue dix domaines cliniques incluant les facultés mentales (état de conscience, orientation et langage) et les fonctions motrices (visage, bras et jambes).

Caractéristiques de l’outil

Items :

La CNS est constituée de 8 items mesurant l’état de conscience, l’orientation, le langage, les fonctions motrices et la faiblesse faciale.

  • Si le patient est alerte ou somnolent : Faire le suivi avec la CNS (sections A1 ou A2).
  • Si le patient est léthargique ou comateux : Faire le suivi avec la Glasgow Coma Scale.

FACULTÉS MENTALES
État de conscience

  • Alerte 3,0
    Les yeux ouvrent spontanément, état de conscience normal.
  • Somnolent 1,5
    Le patient reste alerte lorsqu’il est stimulé verbalement, mais il a tendance à s’assoupir.

Orientation

  • Orienté 1,0
    1. Où êtes-vous ?(Ville et hôpital)
    En quel mois et en quelle année sommes-nous ?
    Il peut y avoir une mauvaise élocution du langage, mais il faut que celui-ci reste intelligible.
  • Désorienté 0,0
    Le patient ne peut pas identifier où il se trouve ni se situer dans le temps, ou il ne peut pas répondre aux question en mots ou dans un langage intelligible.

Il est acceptable que les patients répondent de manière écrite aux questions d’orientation.

Langage

  • Déficit réceptif 0,0
    Demander au patient : 1) de fermer les yeux ; 2) de pointer le plafond ; 3) si une pierre coule dans l’eau. Si le patient ne complète pas les trois questions précédentes, aller à la section A2.
  • Déficit expressif 0,5
  • Langage normal 1,0

Adapté à partir de l’aide-mémoire de la Canadian Neurological Scale fait par Brown, M. et Li, J, disponible à partir du lien suivant : http://www.heartandstroke.on.ca/site/c.pvI3IeNWJwE/b.5385163/k.5CDC/HCP__Canadian_Neurological_Scale_CNS.htm

SECTION A1 – Aucun déficit de compréhension

Visage Demander au patient de sourire
Aucune 0,5 Aucune faiblesse – 0,5
Présence 0,0 Présence de faiblesse – 0,0 (Noter si à droite ou à gauche)
Bras : Proximal Demander au patient de lever les bras au niveau des épaules et appliquer de la résistance au dessus des coudes bilatéralement
Aucune 1,5 Aucune faiblesse – 1,5
Faible Mouvement jusqu’à 90°, incapable de s’opposer à la pression – 1,0
Significative 0,5 Mouvement de moins de 90° – 0,5
Totale 0,0 Absence de mouvement – 0,0
Bras : Distal Demander au patient de plier les poignets vers l’arrière. Appliquer de la pression sur le derrière de la main.
Aucune 1,5 Aucune faiblesse – 1,5
Faible 1,0 Peut plier le poignet, incapable de s’opposer à la pression – 1,0
Significative 0,5 Quelques mouvements des doigts – 0,5
Totale 0,0 Absence de mouvement – 0,0
Jambe : Proximale Demander au patient de plier le genou à 90°. Pousser vers le bas sur chaque cuisse une à la fois.
Aucune 1,5 Aucune faiblesse – 1,5
Faible 1,0 Peut lever la jambe, incapable de s’opposer à la pression – 1,0
Significative 0,5 Mouvements latéraux mais pas de force pour lever la jambe– 0,5
Totale 0,0 Absence de mouvement – 0,0

SECTION A2 – Présence d’un déficit de compréhension

Visage : Demander au patient d’imiter votre sourire (Si le patient en est incapable, appliquer de la pression sur le sternum)
Symmétrique 0,5 Symmétrique – 0,5
Asymmétrique 0,0 Asymmétrique – 0,0
Bras : Démontrer/placer les bras du patient en face de celui-ci à 90° (Si le patient en est incapable, appliquer bilatéralement de la pression à la base d’un ongle et comparer les réponses)
Égal 1,5 Réponses motrices égales – 1.5
Inégal 0,0 Réponses motrices inégales – 0.0 (Noter si à droite ou à gauche)
Jambes : Cuisses pliées à 90° (Si le patient en est incapable, appliquer bilatéralement de la pression à la base d’un ongle d’orteil et comparer les réponses)
Égal 1,5 Maintien de la position ou mouvements de recul égaux – 1,5
Inégal 0,0 Ne peut pas maintenir la position ou a des mouvements de recul inégaux – 0,0 (Noter si à droite ou à gauche)

Cotation et interprétation du score :

  • Facultés mentales : Constitué de l’évaluation de la conscience, de l’orientation et du langage.
  • Les évaluations des fonctions motrices sont séparées en 2 sections, soit la section A1 et a section A2. La section A1 est administrée si le patient est capable de comprendre et de suivre des instructions. La section A2 est administrée lorsqu’il y a des déficits de compréhension chez un patient (Cote et al., 1986, 1989). Chaque item moteur est évalué selon la sévérité, et chaque cote est pondérée selon « l’importance relative d’un déficit neurologique particulier » (Cote et al., 1989).
  • Il faut noter que l’évaluation par la CNS se concentre sur la faiblesse du membre plutôt que sur d’autres problèmes neurologiques (Muir, Weir, Murray, Povey & Lees, 1996).
  • La CNS cote seulement la force motrice du membre le plus faible. Chez les patients avec des déficits de compréhension, ce sont les asymétries au niveau de la force qui sont cotées. Par conséquent, en plus d’utiliser la CNS, les cliniciens pourraient vouloir évaluer et documenter plus précisément la force et la puissance des membres supérieurs et inférieurs des patients avec des déficits de compréhension (O’Farrell & Yong Zou, 2008).
  • Les pointages de chaque section sont additionnés pour obtenir un score total sur 11,5. Les scores plus bas représentent une plus grande sévérité.

Nilanont et al. (2010) ont développé et validé un modèle de conversion qui permet aux cliniciens et aux chercheurs de prédire les scores de la National Institute of Health Stroke Scale (NIHSS) des patients en se basant sur leur score au CNS, afin de permettre une compatibilité entre les deux échelles. Les scores au CNS peuvent être convertis de manière fiable en score NIHSS en utilisant la règle suivante : NIHSS = 23 – (2 x le score au CNS).

Temps d’administration requis :

La CNS prend approximativement de cinq à dix minutes pour être complétée (Cote et al., 1986, 1989; O’Farrell & Yong Zou, 2008).

Formation requise :

Il est conseillé que l’administration de la CNS soit complétée par un professionnel de la santé formé pour administrer ce test. La CNS n’a pas besoin d’être complétée par un neurologue.

Un observateur formé évalue la capacité du patient à répondre aux questions et à faire les activités. La formation est minimale et est disponible sous forme d’un atelier d’une durée de deux heures ou sous forme d’une trousse d’auto-apprentissage contenant une vidéo de révision. Pour plus de détails concernant les exigences de la formation, il est possible de visiter le site internet suivant : http://www.heartandstroke.on.ca/site/c.pvI3IeNWJwE/b.5385163/k.5CDC/HCP__Canadian_Neurological_Scale_CNS.htm

Sous-échelles :

Les items des sous-échelles englobent le niveau de conscience, l’orientation, le langage, les fonctions motrices et la faiblesse du visage.

Équipement :

Aucun équipement spécifique n’est documenté.

Versions alternatives de la CNS

Aucune forme alternative n’est spécifiquement documentée.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Les patients avec un AVC en phase aigüe d’un AVC qui sont alertes ou somnolents(Cote et al., 1986).

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Comme la CNS a été conçue comme une échelle observationnelle, la prise de mesure par auto-évaluation ou par téléphone n’est pas possible.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Aucune langue documentée autre que l’anglais.

Sommaire

Que mesure l’outil ? La CNS mesure l’état neurologique.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Les patients en phase aiguë de récupération d’un AVC qui sont alertes ou somnolents.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration requis Approximativement 5 à 10 minutes.
Versions Il n’y a pas de versions alternatives documentées.
Langues Aucune information documentée (autre que l’anglais).
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Une étude a examiné la cohérence interne de la CNS et a relevé une excellente cohérence interne.

Inter-juges :
Deux études ont évalué sur la fidélité inter-juges de la CNS et ont relevé une fidélité allant d’adéquate à excellente.

Validité Critère :
Concourante :
Une étude a évalué la validité concourante de la CNS. L’étude a relevé une excellente validité concourante entre la CNS et un examen neurologique global.

Prédictive :
Deux études ont évalué la validité prédictive de la CNS et ont relevé que les scores initiaux de la CNS pouvaient prédire le décès dans les 3 à 6 mois ; la morbidité et la rétablissement des AVQ dans les 3 à 5 mois.

Construit :
Discriminante :
Une étude a évalué la validité discriminante de la CNS et a relevé une excellente corrélation entre les scores totaux de la CNS et les examens neurologiques habituels.

Effets plancher/plafond Les effets de plafond et de plafond de l’outil de mesure n’ont pas encore été examinés.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? La CNS peut être utilisée pour faire le suivi du changement de l’état neurologique chez les patients en phase aiguë de récupération d’un AVC.
Acceptabilité La CNS est courte et simple. Le fardeau associé à l’usage de cet outil pour le patient devrait être minimal.
Faisabilité Un professionnel de la santé ayant reçu une formation devrait administrer la CNS. Cet outil peut être utilisé prospectivement et rétrospectivement.
Comment obtenir l’outil ? La CNS est disponible sur le site strokecenter.org
Une version complète de l’outil de mesure peut être obtenue dans l’article suivant : Cote, R., Hachinski, V., Shurvell, B., Norris, J. & Wolfson, C. (1986). The Canadian Neurological Scale: A preliminary study in acute stroke. Stroke, 17(4), 731-737.

Propriétés psychométriques

Résumé

Dans le cadre de cette revue détaillée, une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques de la CNS.

Effets plancher/plafond

Les effets de plancher/plafond n’ont pas encore été examinés pour cet outil de mesure.

Fidélité

Cohérence interne :
Cote et al. (1986) ont examiné la cohérence interne de la CNS auprès de 34 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. Quatre évaluateurs (un neurologue, un résident en neurologie et deux infirmières) ont évalué les patients. La cohérence interne, calculée à l’aide du coefficient alpha de Cronbach, s’est avérée excellente dans tous les domaines (faiblesse de la jambe 0,896 ; faiblesse du visage 0,934 ; faiblesse du bras distal 0,969 ; orientation 0,979 ; faiblesse du bras proximal 0,98 ; langage 1,00). Aucune différence entre l’évaluation des professionnels n’a été relevée.

Test-retest :
La fidélité test-retest de la CNS n’a pas été évaluée.

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

Inter-juges :
Cote et al. (1986) ont examiné la fidélité inter-juges de la CNS auprès de 34 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. Quatre évaluateurs (un neurologue, un résident en neurologie et deux infirmières) ont évalué les patients à un intervalle de 2 à 4 heures à l’aide de la CNS. La fidélité inter-juges, calculée à l’aide de statistiques kappa, allait d’adéquate à excellente pour tous les domaines (faiblesse des jambes 0,722-0,842 ; faiblesse faciale 0,535-1,00 ; faiblesse du bras distal 0,758-0,974 ; orientation 0,744-1,00 ; faiblesse du bras proximal 0,788-1,00 ; et langage 0,934-1,00).

Brushnell, Johnston et Goldstein (2001) ont examiné la fidélité inter-juges rétrospective des résultats de la CNS et de la National Institute of Health Stroke Scale (NIHSS). Ils ont comparé les données d’un Centre médical universitaire avec celles d’un hôpital communautaire avec neurologues et d’un hôpital communautaire sans neurologue. La fidélité inter-juges de la CNS, calculée à l’aide des coefficients de corrélation Intraclass (CCI), s’est révélée excellente pour tous les dossiers examinés (Centre médical universitaire CCI = 0,97 ; hôpital communautaire avec neurologues 0,88 ; hôpital communautaire sans neurologue 0,78). La fidélité inter-juges de la NIHSS s’est avérée excellente pour les dossiers examinés par le Centre médical universitaire et l’hôpital communautaire avec neurologues (respectivement, CCI = 0,93; 0,89). Toutefois, seul un accord adéquat a été relevé pour les dossiers examinés de l’hôpital communautaire sans neurologue (CCI = 0,48). Il manquait davantage de données pour la NIHSS comparativement à celles manquantes pour la CNS, probablement parce que la NIHSS exige un examen neurologique plus détaillé. Ces résultats suggèrent que la notation rétrospective avec la CNS est fiable, que le dossier médical contienne ou non du matériel d’évaluation provenant d’un neurologue.

Validité

Contenu :

La validité de contenu n’a pas été évaluée.

Critère :

Concourante :
Cote et al. (1989) ont évalué la validité concourante de la CNS dans l’étude de validation initiale portant sur 157 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. Les patients ont été évalués par le personnel en neurologie ou des résidents en neurologie lors de leur admission à l’hôpital, et ont été classés comme présentant un déficit nul, léger, modéré ou sévère suite à leur AVC. Les infirmières ont ensuite évalué les patients à l’aide de la CNS et de la Glascow Coma Scale (GCS). Un intervalle moyen de 3,71 heures s’est écoulé entre les évaluations. La validité concourante a été évaluée en corrélant les items de la CNS avec les composants appropriés de l’examen neurologique ; et en corrélant le score total de la CNS avec l’évaluation globale à l’examen neurologique (déficit nul, léger, modéré ou sévère). La validité concourante, telle que mesurée par la corrélation de rang de Spearman, s’est avérée excellente entre l’examen neurologique global et le score total de la CNS (0,775). La validité concourante entre les composants neurologiques et la CNS s’est avérée excellente pour l’évaluation de l’orientation (0,716), le langage (0,691) et la faiblesse (0,767) ; et adéquate pour le niveau de conscience (0.574).

Prédictive :
Cote et al. (1989) ont évalué la validité prédictive de la CNS auprès de 157 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. Trois conséquences possibles suite à l’AVC ont été évaluées : 1) la mort dans les 6 mois ; 2) un évènement vasculaire quelconque dans les 6 mois (par exemples : infarctus du myocarde, AVC, mort vasculaire) ; et 3) l’indépendance dans les AVQ à 5 mois ou plus. Il a été constaté que les scores initiaux de la CNS prédisaient de manière significative le décès dans les 6 mois, la morbidité et le rétablissement des AVQ dans les 5 mois. Chez les patients avec des scores sur la CNS plus grand que 11, seulement 2,1% étaient décédés après 6 mois, 2,1% avaient subi un autre événement vasculaire et approximativement 90% étaient indépendants dans les AVQ après 5 mois ou plus. Chez les patients avec des scores initiaux plus bas que 9, 13,2% étaient décédés après 6 mois, 20,6% avaient subi un autre événement vasculaire et moins de 50% étaient indépendants dans les AVQ à 5 mois ou plus.

Muir et al. (1996) ont comparé la CNS, la National Institute of Health Stroke Scale (NIHSS) et le Middle Cerebral Artery Stroke Score (MCANS) pour déterminer quelle échelle prédisait le mieux les issues positives (en vie à la maison) et les issues négatives (en vie nécessitant des soins ou décédé) après 3 mois, auprès de 373 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. La précision prédictive des variables a été comparée par les courbes ROC et une régression logistique par étapes (stepwise). La régression logistique a démontré que la NIHSS augmentait significativement la valeur prédictive de tous les autres scores. La précision globale pour la CNS, la NIHSS et le MCANS, calculée séparément, était adéquate (respectivement, 0,79; 0,79 et 0,83).

Sensibilité/Spécificité :
La sensibilité/spécificité n’a pas été examinée.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Cote et al. (1989) ont évalué la validité discriminante de la CNS et de la Glascow Coma Scale (GCS) en comparant les résultats de ces instruments avec un examen neurologique habituel. Les résultats sur la CNS et sur la GCS de 157 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC ont été comparés avec un examen neurologique habituel. Une excellente corrélation a été relevée entre le score total sur la CNS et l’examen neurologique habituel (r2 = 0,769). Cependant, seule une corrélation adéquate a été relevée entre la GCS et l’examen neurologique habituel (r2 = 0,563). Ces résultats suggèrent que la CNS peut, d’une meilleure façon, discriminer les déficits neurologiques.

Groupes connus :
La validité de groupes connus n’a pas été examinée.

Sensibilité au changement

Cote et al. (1989) ont évalué la sensibilité au changement de la CNS auprès de 79 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. La CNS a été administrée lors de l’admission et au cours des 48 premières heures de l’hospitalisation. Les patients étaient classés en deux catégories de la manière suivante : 1) le patient est resté stable durant les 48 premières heures; 2) le statut du patient a changé durant les 48 premières heures. Un changement de pointage de ≥ 1 avait la plus grande valeur prédictive négative (0,969), avec une sensibilité de 0,933 et une spécificité de 0,508. Les résultats de cette étude suggèrent que la CNS peut être utilisée pour faire le suivi clinique des différences significatives du statut neurologique.

Hagen, Bugge et Alexander (2003) ont examiné la sensibilité au changement de la CNS et d’autres outils de mesure couramment utilisées auprès de 136 patients au début de la période post-AVC. Les mesures d’évaluation ont été administrées à 1, 3 et 6 mois après l’AVC. La sensibilité de la CNS pour détecter le changement de 1 à 3 mois et de 3 à 6 mois, calculée par la Réponse moyenne standardisée (RMS), était faible (respectivement, RMS = 0,2860 et 0,2849). Ces résultats suggèrent que la CNS a une certaine habileté pour détecter le changement auprès de patients en phase subaiguë de récupération d’un AVC.

Références

  • Bushnell, C.D., Johnston, D.C.C. & Goldstein, L. B. (2001). Retrospective assessment of the initial stroke severity: Comparison of the NIH Stroke Scale and the Canadian Neurological Scale. Stroke, 32, 656-660.
  • Cote, R., Battista, R.N., Wolfson, C., Boucher, J., Adam, J., Hachinski, V. (1989). The Canadian Neurological Scale: Validation and reliability assessment. Neurology, 39, 638-643.
  • Cote, R., Hachinski, V., Shurvell, B., Norris, J. & Wolfson, C. (1986). The Canadian Neurological Scale: A preliminary study in acute stroke. Stroke, 17(4), 731-737.
  • Cuspineda, E., Machado, C., Aubert, E., Galan, L, Liopis, F, Avila, Y. (2003). Predicting outcome in acute stroke: A comparison between QEEG and the Canadian Neurological Scale. Clinical Electroencephalography, 34(1), 1-4.
  • Muir, K.W., Weir, C.J., Murray, G.D., Povey, C., Lees, K.R. (1996). Comparison of neurological scales and scoring systems for acute stroke prognosis. Stroke, 27, 1817-1820.
  • Nilanont, Y., Komoitri, C., Saposnik, G., Cote, R., Di Legge, S., Jin, Y. et al. (2010). The Canadian Neurological Scale and the NIHSS: Development and validation of a simple conversion model. Cerebrovascular Disease, 30(2), 120-126.
  • Shinar, D., Gross, C.R., Mohr, J.P., Caplan, L.R., Price, T.R., Wolf, P.A. et al. (1985). Interobserver variability in the assessment of neurologic history and examination in the stroke data bank. Archives of Neurology, 42, 557-565.

Voir la mesure

Comment obtenir la CNS ?

La CNS est disponible pour être sur le site strokecenter.org.

Un entraînement sur vidéo (en anglais seulement) a été produit par la Heart & Stroke Foundation of Canada, et utilise la Canadian Neurological Scale.

Une version complète de l’outil de mesure peut être obtenue dans l’article suivant : Cote, R., Hachinski, V., Shurvell, B., Norris, J. & Wolfson, C. (1986). The Canadian Neurological Scale: A preliminary study in acute stroke. Stroke, 17(4), 731-737.

Table des matières

Charlson Comorbidity Index (CCI)

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

But

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

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

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

Versions disponibles

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

Caractéristiques de l’outil de mesure

Items :

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

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

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

Cotation :

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

Temps d’administration requis :

Non documenté.

Sous-échelles :

Aucune.

Équipement nécessaire:

Ne s’applique pas.

Formation:

Aucune formation spécifique n’est disponible.

Versions alternatives du CCI

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

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

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

Ne devrait pas être utilisé avec :

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

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Aucune, autre que l’anglais.

Sommaire

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Propriétés psychométriques

Résumé

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

Fidélité

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

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

Validité

Contenu :

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

Critère :

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

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

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

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

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

Construit :

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

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

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

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

Sensibilité au changement

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

Références

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

Voir la mesure

Comment obtenir le CCI

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

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

Table des matières

Échelle de coma de Glasgow

Évidence révisées en date du 29-09-2008
Auteur(s)* : Lisa Zeltzer, MSc OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

L’Échelle de coma de Glasgow (Glasgow Coma Scale – GCS) a été développée pour décrire la profondeur et la durée d’un trouble de conscience ou d’un coma. Dans cette mesure, trois aspects de comportements sont mesurés indépendamment : la réponse motrice, la réponse verbale et l’ouverture des yeux. La GCS peut être utilisée avec des individus avec des traumatismes crâniens, des AVC, des comas non traumatiques, des arrêts cardiaques et des ingestions toxiques.

Revue détaillée

But de la mesure

L’Échelle de coma de Glasgow (Glasgow Coma Scale – GCS) a été développée pour décrire la profondeur et la durée d’un trouble de conscience ou d’un coma. Dans cette mesure, trois aspects de comportements sont mesurés indépendamment : la réponse motrice, la réponse verbale et l’ouverture des yeux. La GCS peut être utilisée avec des individus avec des traumatismes crâniens, des AVC, des comas non traumatiques, des arrêts cardiaques et des ingestions toxiques.

Versions disponibles

La GCS a été publiée en 1974 par Graham Teasdale et Bryan J. Jennett. En 1976, Teasdale et Jennett ont établi une distinction entre une flexion « normale » et une flexion « anormale », ce qui a augmenté l’item de la « meilleure réponse motrice » par un point.

Caractéristiques de la mesure

Items :

La GCS est constituée de trois composantes : 1) la meilleure réponse oculaire, qui est censée indiquer si les mécanismes d’excitation du tronc cérébral sont actifs ; 2) la meilleure réponse verbale, qui est censée être la définition la plus courante de la fin du coma ou de la reprise de conscience ; et 3) la meilleure réponse motrice, que l’on pense être associée avec le fonctionnement du système nerveux central. Chaque composante a un nombre de grades commençant avec le plus sévère. La meilleure réponse oculaire a 4 grades ; la meilleure réponse verbale a 5 grades ; la meilleure réponse motrice a 6 grades.

Meilleure réponse oculaire (E)

  1. Aucune ouverture des yeux.
  2. Ouverture des yeux en réponse à la douleur (le patient répond à une pression sur son ongle; si cela ne déclenche pas une réponse, une pression supra-orbitaire, une pression au sternum ou un massage peut être utilisé).
  3. Ouverture des yeux en réaction à la parole (à ne pas confondre avec le réveil d’une personne endormie; ces patients reçoivent un score de 4, et non de 3).
  4. Ouverture des yeux spontanée.

Meilleure réponse verbale (V)

  1. Aucune réponse verbale.
  2. Sons incompréhensibles (des gémissements, mais aucun mot).
  3. Parole inappropriée (discours articulé aléatoire ou exclamatif, mais il n’y a aucun échange de conversations).
  4. Réponse confuse (le patient répond aux réponses de façon cohérente, mais il y a une certaine désorientation et une confusion).
  5. Réponse orientée (le patient répond de façon cohérente et appropriée aux questions, telles que son nom et son âge, l’endroit où il est et pourquoi il y est, l’année, le mois, etc.).

Meilleure réponse motrice (M)

  1. Aucune réponse motrice.
  2. Extension réflexe à la douleur (réponse décérébrée : adduction et extension rigide du bras, jambes étendues de façon rigide, orteils dirigés vers le bas, courbure de la tête vers l’arrière, poignets en pronation et doigts fléchis).
  3. Flexion réflexe à la douleur (réponse de décortication : bras fléchis ou pliés vers l’intérieur sur le torse, les mains sont serrées en poings et les jambes sont étendues).
  4. Évitement de la douleur (éloigne la partie du corps lorsqu’elle est pincée; flexion normale).
  5. Localise la douleur (mouvements intentionnels vers le changement de stimuli douloureux; par ex., la main traverse la ligne médiane et dépasse la clavicule lorsqu’une pression supra-orbitaire est appliquée).
  6. Obéis aux instructions (le patient effectue des choses simples telles que demandées).

Cotation :

Dans la GCS, le score de chaque composante ainsi que la somme des composantes sont considérés. Le score total est sur 15 points ; les plus bas scores indiquant une altération plus sévère. Le plus bas score possible à la GCS est de 3, indiquant un coma profond ou la mort, et le plus haut score possible est de 15, indiquant un individu complètement réveillé. Le score total de la GCS est calculé en additionnant E + V + M.

Le score est exprimé sous la forme GCS (score total) = score au E + score au V + score au M. Par exemple, GCS 9 = E2 + V4 + M3 indique un score total de 9, un score de 2 à la meilleure réponse oculaire (E), un score de 4 à la meilleure réponse verbale (V) et un score de 3 à la meilleure réponse motrice (M). Note : pour un patient qui est intubé, le V est exprimé par V intubé.

L’interprétation du score total de la GCS est la suivante :

  • Traumatisme crânien léger = 13-15
  • Traumatisme crânien modéré = 9-12
  • Traumatisme crânien sévère (coma) = 8 ou moins

Durée :

N’est pas documentée.

Sous-échelles :

La GCS a trois sous-échelles : la meilleure réponse oculaire, la meilleure réponse motrice et la meilleure réponse verbale.

Équipement :

Seulement un crayon et le test sont nécessaires.

Formation :

Bien qu’aucune formation ne soit nécessaire pour administrer la GCS, une étude a examiné si la GCS peut être utilisée de manière fiable et précise par des examinateurs inexpérimentés et l’étude a relevé que le personnel médical expérimenté peut utiliser la mesure avec des niveaux extrêmement élevés de précision et de fidélité, mais les examinateurs inexpérimentés peuvent générer des erreurs significatives, en particulier dans les niveaux intermédiaires de conscience, lorsque la détection de changements neurologiques est essentielle à la surveillance du patient (Rowley & Fielding, 1991). Par conséquent, il est recommandé que l’examinateur inexpérimenté soit supervisé par un expert lorsqu’il complète la GCS.

Versions alternatives de la GCS

La GCS ne peut pas être utilisée avec les enfants, en particulier avant l’âge de 36 mois. Ceci est dû à la composante de la réponse verbale qui est susceptible d’être faible, même chez un enfant en santé. Ainsi, l’Échelle de coma pédiatrique de Glasgow (Pediatric Glasgow Coma Scale – Reilly, Simpson, Sprod & Thomas, 1988) a été développée comme une solution de remplacement à la GCS.

L’Échelle de coma pédiatrique de Glasgow peut être obtenue au site web suivant :

https://www.mdcalc.com/pediatric-glasgow-coma-scale-pgcs

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • La GCS peut être utilisée avec les clients ayant subi un AVC. Toutefois, la National Institutes of Health Stroke Scale (NIHSS), développée spécifiquement pour l’utilisation auprès de la population ayant subi des AVC, peut être une évaluation de la conscience plus utile pour cette population.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Les clients avec une dysphasie, une aphasie et les clients qui sont intubés auront un score réduit sur l’échelle de la réponse verbale, ce qui entraîne un score total GCS réduit, mais un niveau normal de conscience. Il convient d’en tenir compte lors de l’interprétation des résultats de la GCS chez ces individus. Bien qu’il ait été suggéré que le score verbal soit omis chez ces clients et qu’une GCS modifiée à 8 niveaux (3 à 10) soit utilisée (Prasad, 1996 ; Prasad & Menon, 1998), les résultats d’une étude plus approfondie ont suggéré que la sous-échelle verbale soit toujours incluse puisque cela ajoute d’importantes informations de pronostic (Weir, Bradford & Lees, 2003).
  • Chez les clients avec une hémiparésie, assurez-vous que l’échelle motrice est appliquée au bras le moins affecté pour que la « meilleure » réponse soit obtenue.
  • La GCS doit être administrée avant l’administration d’un sédatif ou d’un agent paralysant, ou après que ces drogues aient été métabolisées. Les voies respiratoires, la respiration et la circulation doivent être évaluées et stabilisées avant d’administrer la GCS.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

La GCS a été traduite en chinois et elle est disponible en ligne sur le site web suivant : http://www.coma.ulg.ac.be/medical/acute.html

Sommaire

Que mesure l’outil ? Pour décrire la profondeur et la durée d’un trouble de conscience ou d’un coma
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? La GCS peut être utilisée avec des individus ayant subi des traumatismes crâniens, des accidents vasculaires cérébraux, des comas non traumatiques, des arrêts cardiaques et des ingestions toxiques.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration requis N’est pas documenté.
Versions L’Échelle de coma pédiatrique de Glasgow (Pediatric Glasgow Coma Scale)
Langues Anglais et chinois
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Une étude a examiné la cohérence interne de la GCS et a relevé une excellente cohérence interne.

Inter-juges :
Deux études ont examiné la fidélité inter-juges de la GCS en utilisant des statistiques kappa. Une étude a relevé une fidélité inter-juges adéquate et l’autre a relevé une excellente fidélité inter-juges pour les trois sous-échelles de la GCS.

Validité Critère :
Prédictive :
Trois études ont examiné la validité prédictive de la GCS. Une de ces études a relevé que la GCS a prédit adéquatement la mortalité suite à un AVC. Une étude a relevé que le score total de la GCS a prédit la mortalité pour les cas en phase aiguë de récupération post-AVC avec 87% d’exactitude en utilisant seulement la meilleure réponse oculaire et la meilleure réponse motrice, et avec 88% d’exactitude en utilisant les trois sous-échelles. Une étude a relevé que la GCS est capable de prédire à la fois la mortalité à 2 semaines et la récupération post-AVC à 3 mois.

Construit :
Convergente :
Une étude a examiné la validité convergente de la GCS en la comparant avec le 60-Second Test (SST) et a relevé une excellente corrélation en utilisant le rho de Spearman.

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets de plancher ou de plafond de la GCS auprès de patients ayant subi un AVC.
Sensibilité/Spécificité N’est pas documentée.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ?

Une étude a examiné la sensibilité au changement de la GCS et a relevé une faible sensibilité au changement.

Acceptabilité Une attention particulière doit être portée dans l’interprétation des scores de clients intubés, ou de clients avec une dysphasie ou une aphasie.
Faisabilité La GCS est une mesure brève qui ne nécessite pas d’équipement supplémentaire. Bien qu’une formation ne soit pas exigée, cela est recommandé puisque la mesure est plus fiable lorsqu’elle est complétée par un clinicien expérimenté. L’échelle est simple à coter et les seuils sont bien établis dans cette mesure.
Comment obtenir l’outil ? La GCS est disponible gratuitement en ligne au site web suivant :
http://www.strokecenter.org/professionals/stroke-diagnosis/stroke-assessment-scales/

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques de la GCS auprès d’individus ayant subi un AVC. Seulement trois études examinant spécifiquement la GCS au niveau des AVC ont été retenues (Weir et al., 2003 ; Prasad & Menon, 1998 ; Weingarten, Bolus, Riedinger, Maldonado, Stein & Ellrodt, 1990). Ainsi, dans cette revue, des données psychométriques provenant d’études examinant les patients neurologiques qui incluent les patients ayant subi un AVC seront présentées.

Effets plancher/plafond

N’a pas été documenté.

Fidélité

Cohérence interne :
Mayer, Dennis, Peery, Fitsimmons, Du, Bernardini, Commichau et al. (2003) ont examiné la cohérence interne de la GCS auprès de 171 patients dans une unité de soins intensifs neurologiques. L’alpha de Cronbach s’est révélé être excellent (alpha = 0,83).

Test-retest
N’a pas été documenté.

Inter-juges :
Gill, Reiley et Green (2004) ont examiné la fidélité inter-juges de la GCS auprès de 116 patients au service des urgences avec des diagnostics variés (dont 10 patients ayant subi un AVC, 9% de l’échantillon). Deux urgentologues ont évalué de façon indépendante les patients en utilisant la GCS dans un délai de 5 minutes entre chaque évaluation, et n’étaient pas informés du score des autres évaluateurs. Les statistiques kappa ont été calculées pour chacun des sous-tests de la GCS et pour le score total. La meilleure réponse oculaire a obtenu une fidélité inter-juges adéquate (k pondéré = 0,72) tout comme la meilleure réponse verbale (k pondéré = 0,48) et la meilleure réponse motrice (k pondéré = 0,40). Le pourcentage d’accord pour le score total de la GCS était de 32% (Kendall’s T-b = 0,74; rho de Spearman = 0,86; rho de Spearman 2 = 75%). Le pourcentage d’accord pour la meilleure réponse oculaire était de 74% (T-b = 0,72; rho de Spearman = 0,76; rho de Spearman 2 = 57%), celui pour la meilleure réponse verbale était de 55% (T-b = 0,59; rho de Spearman = 0,67; rho de Spearman 2 = 44%) et celui pour la meilleure réponse motrice était de 72% (T-b = 0,74; rho de Spearman = 0,81; rho de Spearman 2 = 65%).

Mayer et al. (2003) ont examiné la fidélité inter-juges de la GCS auprès de 64 patients dans une unité de soins intensifs neurologiques. La GCS a été administrée par 2 ou 3 examinateurs dans un délai de 5 à 10 minutes entre chaque administration. Les examinateurs n’étaient pas informés des scores des autres examinateurs. La fidélité inter-juges s’est avérée excellente pour le score total (k pondéré = 0,91), la meilleure réponse oculaire (k pondéré = 0,86), la meilleure réponse motrice (k pondéré = 0,91) et la meilleure réponse verbale (k pondéré = 0,76).

Validité

Contenu :

N’a pas été documenté.

Critère :

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

Prédictive :
Weingarten et al. (1990) ont examiné si la GCS était aussi précise pour prédire la mortalité par AVC que l’APACHE II (Knaus, Draper, Wagner & Zimmerman, 1985), une échelle qui est constituée du score de la GCS ainsi que de 11 autres variables physiologiques, de l’âge et d’une évaluation de l’état chronique. Deux cent quarante-six patients hospitalisés ayant subi un AVC, incluant 49 mortalités suréchantillonnées, ont été inclus dans l’étude. La GCS s’est avérée adéquate pour prédire la mortalité par AVC et s’est avérée être aussi précise que le score de l’APACHE II pour prédire la mortalité par AVC avec les mortalités suréchantillonnées (respectivement, r = – 0,50 et r = 0,50) et après l’exclusion des mortalités suréchantillonnées (respectivement, r = – 0,40 et r = 0,39).

Prasad et Menon (1998) ont comparé la précision prédictive de trois stratégies alternatives pour la cotation verbale de la GSC auprès de 275 patients en phase aiguë de récupération post-AVC qui étaient intubés ou avaient une dysphasie. Le score total prédisait une mortalité aiguë avec 87% de précision en utilisant seulement les sous-échelles de la meilleure réponse oculaire et de la meilleure réponse motrice, versus 88% de précision avec les trois sous-échelles. Ainsi, les auteurs ont conclu que la sous-échelle verbale pourrait être exclue du score total de la GCS sans perte de valeur prédictive auprès de patients ayant subi un AVC.

Weir, Bradford et Lees (2002) ont examiné la capacité de la GCS à prédire la mortalité à 2 semaines et le rétablissement à 3 mois (survie, vit à la maison) auprès d’une vaste cohorte d’individus en phase aiguë de récupération post-AVC. Les résultats de 1217 patients ayant subi un AVC (incluant 349 patients avec une dysphagie) ont été analysés. L’aire sous la courbe ROC (AUC) a été utilisée par les auteurs pour comparer les versions de la GCS. Les résultats des calculs de l’AUC ont indiqué que le score total de la GCS a une plus grande AUC que la GCS sans le score verbal pour la prédiction de la mortalité à 2 semaines. Cela est évident pour l’ensemble des participants (AUC = 0,78 pour le score total de la GCS ; 0,76 pour la GCS sans le score verbal) et pour les participants avec uniquement de la dysphasie (AUC = 0,72 pour le score total de la GCS ; 0,71 pour la GCS sans le score verbal). De même, le score total de la GCS était aussi meilleur que la GCS sans le score verbal pour prédire le rétablissement à 3 mois chez tous les participants (AUC = 0,71 pour le score total de la GCS ; 0,67 pour la GCS sans le score verbal) et chez les participants avec uniquement de la dysphasie (AUC = 0,74 pour le score total de la GCS ; 0,70 pour la GCS sans le score verbal). Ces résultats suggèrent que, contrairement aux conclusions de Prasad et Menon (1998), la sous-échelle verbale ne devrait pas être exclue chez les clients avec une dysphasie, puisque cela ajoute d’importantes informations de pronostic. Ces résultats suggèrent également que le score total à la GCS peut prédire la mortalité précoce et le rétablissement à 3 mois et que la GCS prédit mieux l’issue de la mortalité précoce que l’issue du rétablissement à 3 mois.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Mayer et al. (2003) ont examiné la validité convergente de la GCS en la comparant avec le 60-Second Test (SST) auprès de 171 patients dans une unité de soins intensifs neurologiques, en utilisant le rho de Spearman. La GCS et le SST ont obtenu une excellente corrélation (rho de Spearman = 0,72).

Groupes connus :
N’a pas été examinée.

Sensibilité au changement

Mayer et al. (2003) ont examiné la sensibilité au changement de la GCS auprès de 36 patients dans une unité de soins intensifs neurologiques. Les patients ont été soumis à un test préliminaire, suivi par 1 à 13 rencontres de suivi effectuées toutes les 12 à 24 heures. Un neurologue effectuait un bref examen normalisé et fournissait une impression clinique globale de changement dans le niveau de conscience (meilleur, le même ou pire) en comparaison avec la rencontre précédente. Selon l’impression globale du neurologue, les patients se sont améliorés dans 24% des cas et se sont détériorés dans 26% des cas selon les 187 examens de suivi. La sensibilité de la GCS à ces changements dans le niveau de conscience était faible (46%).

Références

  • Gill, M. R., Reiley, D. G., & Green, S. M. (2004). Interrater Reliability of Glasgow Coma Scale Scores in the Emergency Department. Ann Emerg Med, 43, 215-223.
  • Knaus, W. A., Draper, E. A., Wagner, D. P., & Zimmerman, J. E. (1985). APACHE II: A severity of disease classification system. Crit Care Med, 13, 818-829.
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Comment obtenir la GCS ?

La GCS est disponible au site web suivant : http://www.strokecenter.org/professionals/stroke-diagnosis/stroke-assessment-scales/

Table des matières

Modified Rankin Scale (MRS)

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

But

La Modified Rankin Scale (MRS) est une échelle d’évaluation de résultats globaux d’un seul item pour les patients post-AVC. Elle est utilisée pour catégoriser le niveau d’indépendance fonctionnelle en fonction des activités pré-AVC plutôt que sur l’observation de la performance lors de l’exécution d’une tâche spécifique.

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 Modified Rankin Scale (MRS) est une échelle d’évaluation de résultats globaux d’un seul item pour les patients post-AVC. Elle est utilisée pour catégoriser le niveau d’indépendance fonctionnelle en fonction des activités pré-AVC plutôt que sur l’observation de la performance lors de l’exécution d’une tâche spécifique.

Versions disponibles

La Rankin Scale originale a été développée en Écosse en 1975 et était utilisée pour évaluer le handicap de patients en phase aiguë de récupération post-AVC (Rankin, 1957). Elle est constituée d’un seul item, avec 5 niveaux correspondant à aucun handicap, handicap léger, modéré, modérément sévère et sévère. La Rankin Scale a été modifiée en 1988 dans le cadre d’une étude sur l’aspirine dans la prévention des AVC (UK-TIA Study Group, 1988) et a été rebaptisée Modified Rankin Scale (MRS). Cette modification n’a pas été documentée dans l’étude sur l’aspirine, mais elle a été décrite par la suite par van Swieten, Koudstaal, Visser, Schouten et van Gijn (1988). Un niveau additionnel a été inclus (niveau 0 = aucun symptôme) en raison de préoccupations exprimées au niveau d’un manque d’exhaustivité du classement. La formulation des définitions des niveaux 1 et 2 a également été modifiée en raison de préoccupations d’ambiguïté (Bamford, Sandercock, Warlow & Slattery, 1989). Les changements ont aussi été effectués pour s’adapter aux troubles de langage et aux déficits cognitifs, pour permettre la comparaison entre les patients avec différents types de déficits neurologiques, et pour ajouter une nouvelle dimension en se référant aux activités antérieures (van Swieten et al., 1988).

Caractéristiques de la mesure

Items :

La MRS est une échelle à un seul item.

La méthode habituelle d’administration de la MRS se fait lors d’un processus d’entrevue guidée. L’évaluation s’effectue en interrogeant le patient sur ses activités de la vie quotidienne, incluant les activités extérieures. Les informations concernant les déficits neurologiques du patient lors de l’examen, incluant l’aphasie et les déficits intellectuels, doivent être obtenues. Tous les aspects de la performance physique et mentale, incluant le discours du patient, doivent être combinés dans le choix d’un seul niveau de la MRS.

Les catégories dans la MRS ont été critiquées comme étant larges et mal définies, ainsi que laissées à l’interprétation de chaque évaluateur (Wilson et al., 2002). Un format d’entrevue structurée est disponible pour l’administration de la MRS (voir la section des versions alternatives de la Modified Rankin Scale (MRS).

Cotation :

Un seul niveau de la MRS devrait être attribué selon les critères suivants (Dromerick, Edwards & Diringer, 2003) :

Niveau de Rankin Description
0 Aucun symptôme
1 Aucune incapacité significative en dépit des symptômes; capable d’effectuer toutes les tâches et activités habituelles.
2 Handicap léger : incapable d’effectuer toutes les activités antérieures, mais capable de s’occuper de ses propres affaires sans assistance.
3 Handicap modéré : nécessitant de l’aide, mais capable de marcher sans assistance*.
4 Handicap modérément sévère : incapable de marcher sans assistance et incapable de s’occuper de ses propres besoins corporels sans assistance.
5 Handicap sévère : alité, incontinent et nécessitant de l’attention et des soins infirmiers constants.

* Il n’est pas clair si le terme « sans assistance » permet des aides ou des modifications, ou s’il se réfère uniquement à l’aide d’une autre personne.

Certaines études ont examiné la capacité des scores de la MRS à être dichotomisé. de Haan, Limburg, Bossuyt, van der Meulen et Aaronson (1995) ont suggéré que les scores de la MRS soient dichotomisés à des fins de comparaison pour évaluer l’efficacité d’une intervention. Ils ont suggéré que le score de 0-3 indique un handicap léger à modéré et que le score de 4-5 indique un handicap sévère. Actuellement, il n’y a pas de méthode de dichotomisation standardisée ou uniforme (Sulter, Steen, & de Keyser, 1999), puisqu’il n’y a pas de consensus concernant un résultat favorable vs un résultat défavorable en ce qui concerne les scores de Rankin. La dichotomisation a également été critiquée comme étant associée à une perte d’information pour déterminer les avantages découlant d’une intervention de réadaptation particulière. Par exemple, Lai et Duncan (2001) ont noté que 62% des patients inclus dans leur étude ont connu un rétablissement représenté par un déplacement de 1 niveau de Rankin ou plus, dans les 3 premiers mois suivant l’AVC. Si ces déplacements étaient entre les niveaux 0 et 1, ou entre les niveaux 4 et 5, par exemple, aucun changement n’aurait été relevé en utilisant un système dichotomisé de résultats dans lequel le résultat favorable était défini comme MRS = 0, 1 et 2, et le résultat défavorable était défini comme MRS = 3, 4 et 5. Dans une étude de Weisscher, Vermeulen, Roos et de Haan (2008), 15% des patients étaient classés comme ayant un résultat favorable lorsqu’il était défini comme MRS = 0, 1. Chez ces patients, 84% étaient capables d’effectuer des activités extérieures. Lorsque le résultat favorable était défini comme MRS = 0, 2, 37% étaient classés comme ayant un résultat favorable. Toutefois, chez ce groupe, seulement 56% étaient capables d’effectuer des activités extérieures. Lai et Duncan (2001) ont suggéré que la transition dans les niveaux de Rankin peut être plus appropriée dans l’évaluation du bénéfice d’une intervention. Weisscher et al. (2008) ont déclaré que définir des résultats favorable et défavorable est une décision arbitraire.

Les auteurs suggèrent que si le résultat favorable est exprimé par la capacité d’effectuer des activités extérieures, alors le score 0, 1 devrait être choisi. Toutefois, si les activités complexes de la vie quotidienne sont considérées comme le principal résultat, alors un score de 0, 2 à la MRS devrait être considéré comme la meilleure option de dichotomisation. Sulter et al. (1999) suggèrent que la définition appropriée est peut-être que le résultat défavorable existe si l’une des situations suivantes survient : décès, institutionnalisation en raison d’un AVC, score à la MRS > 3 ou score à l’Indice de Barthel < 60.

Durée :

5-15 minutes (New & Bushbinder, 2006).

Sous-échelles :

Il n’y a pas de sous-échelles à la MRS.

Équipements :

L’administration de la MRS ne requiert pas d’équipement spécialisé.

Formation :

Aucune formation formelle n’est nécessaire pour administrer la MRS.

Versions alternatives de la Modified Rankin Scale (MRS)

  • Modified Rankin Scale-Structured Interview (MRS-SI) (Wilson et al., 2002).

Wilson et al. (2002) ont développé une entrevue structurée pour améliorer la fidélité inter-juges de la MRS. L’entrevue structurée diffère de l’entrevue guidée habituelle de la MRS en définissant des questions spécifiques pour noter chaque catégorie. L’entrevue structurée développée pour l’étude se composait de 5 sections : (1) soins constants (ex : est-ce que la personne nécessite des soins constants ?), (2) activités de base de la vie quotidienne (ex. est-ce que l’aide est essentielle pour manger, utiliser la toilette, l’hygiène quotidienne ou marcher ?), (3) les activités de la vie domestique (ex. est-ce que l’aide est essentielle pour préparer un repas simple, faire les tâches ménagères, s’occuper de l’argent, faire des courses ou se déplacer localement ?), (4) limitations dans la participation au rôle social habituel (ex : est-ce qu’il y a eu un changement dans la capacité de la personne à participer aux activités sociales et aux activités de loisirs antérieures ?) et (5) liste de vérification pour la présence de symptômes communs aux AVC (ex : est-ce que la personne a de la difficulté à lire/écrire, parler ou trouver le bon mot, des problèmes avec l’équilibre/la coordination, des problèmes visuels, de l’engourdissement, de la difficulté avec la déglutition ou d’autres symptômes découlant d’un AVC ?). La fidélité inter-juges a significativement augmenté après la formation sur l’entrevue structurée (Wilson et al., 2005). De plus, le degré de désaccord entre les évaluateurs à la MRS-SI était inférieur à ce qui a été observé avec la MRS.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les patients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • La MRS n’a pas été évaluée pour l’utilisation avec des proches aidants.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

La MRS est disponible en :

  • Allemand (Berger et al., 1999)
  • Perse (Oveisgharan et al., 2006)
  • Néerlandais (ex. Hop, Rinkel, Algra, & van Gijn, 1998)

Sommaire

Que mesure l’outil ? Le niveau d’indépendance fonctionnelle post-AVC.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration La MRS prend 5 à 15 minutes pour être administrée.
Versions Original Rankin Scale (RS), Modified Rankin Scale-Structured Interview (MRS-SI).
Langues Allemand, anglais, perse et néerlandais
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne de la MRS.

Test-retest :
Deux études ont examiné la fidélité test-retest de la MRS et ont relevé une excellente fidélité test-retest.

Intra-juge :
Seulement une étude a examiné la fidélité intra-juge et a relevé une excellente fidélité intra-juge.

Inter-juges :
Six études ont examiné la fidélité inter-juges de la MRS : Deux ont relevé une fidélité inter-juges allant d’adéquate à excellent ; trois ont relevé une excellente fidélité inter-juges (note : une étude a utilisé un schéma de guide d’entrevue élargi – format d’entrevue guidée -, deux ont relevé des différences systématiques entre les évaluateurs en utilisant une ANOVA), et une étude a relevé une faible fidélité inter-juges.

Validité Critère :
Concourante :
Excellentes corrélations avec l’Indice de Barthel, le Frenchay Activities Index, le domaine Moteur de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle, la sous-échelle Physique de la Short Form-36 et l’Euroqol 5D. Corrélations adéquates avec le Stroke-Adapted Sickness Impact Profile-30 et l’Échelle de coma de Glasgow, ainsi que des corrélations allant d’adéquates à excellentes avec les résultats d’Imagerie par résonance magnétique (IRM).

Prédictive :
Les prédicteurs les plus pertinents se sont avérés les scores à la MRS avant l’AVC, la présence de diabète et la sévérité de la faiblesse du bras gauche.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Une étude a relevé que la MRS était étroitement liée à l’Échelle de coma de Glasgow, la NIH Stroke Scale et l’Indice de Barthel. Une étude a relevé une excellente corrélation entre la MRS et l’Indice de Barthel. Une étude a relevé d’excellentes corrélations entre la MRS et cinq échelles de déficience (l’Orgogozo Scale, la NIH Stroke Scale, la Canadian Neurological Scale, la Mathew scale, et la Scandinavian Stroke Scale). Finalement, une étude a relevé une faible corrélation entre la MRS et les sous-échelles Vivacité et Interaction sociale du Sickness Impact Profile.

Effets plancher/plafond Une étude a examiné les effets planchers de la MRS et a relevé des effets de plancher adéquats.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Une étude a examiné la sensibilité à détecter le changement de la MRS lorsqu’elle est administrée à des patients hospitalisés en réadaptation post-AVC au moment de l’admission et lors du congé, et a noté que la MRS est peu efficace pour détecter le changement.
Acceptabilité La MRS n’a pas été évaluée pour l’utilisation avec des proches aidants.
Faisabilité La MRS est une échelle d’évaluation de résultats globaux d’un seul item qui prend 5 à 15 minutes pour être administrée et qui ne requiert pas de formation formelle ou d’équipement spécialisé. Les catégories de la MRS ont été critiquées pour être larges, mal définies et laissées à l’interprétation de l’évaluateur. La MRS-Structured Interview (MRS-SI) diffère de la forme habituelle d’entrevue guidée de la MRS en définissant des questions spécifiques pour noter chaque catégorie. Il a été démontré que la fidélité inter-juges de la MRS s’améliore avec l’utilisation de cette forme d’entrevue structurée.
Comment obtenir l’outil ? Veuillez cliquer ici pour obtenir un exemplaire de la MRS.

Propriétés psychométriques

Résumé

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

Effets plancher/plafond

Dromerick, Edwards et Diringer (2003) ont administré la MRS à 95 patients hospitalisés en réadaptation suite à un AVC et ont relevé que la MRS fait preuve d’un effet plancher adéquat (18%) lors de l’admission en réadaptation.

Fidélité

Test-retest :
Wolfe, Taub, Woodrow et Burney (1991) ont examiné la fidélité test-retest de la MRS auprès de 50 patients ayant subi un AVC avec différents niveaux de sévérité. Deux de trois infirmières de recherche ont interrogé les patients à deux reprises dans un intervalle de 2 à 3 semaines. La fidélité test-retest, utilisant le kappa pondéré, s’est avérée excellente (kappa p = 0,95).

Wilson et al. (2005) ont examiné la fidélité test-retest de la MRS auprès de patients au moins 6 mois après un AVC, en utilisant deux évaluateurs qui ont effectué des évaluations répétées avec un intervalle moyen de 7 jours. L’accord entre les évaluateurs a été mesuré en utilisant des statistiques kappa. La comparaison des niveaux de Rankin a démontré qu’il y avait un excellent accord entre la première et la deuxième évaluation. L’accord entre la première et la seconde évaluation a été constaté dans 85% des cas pour l’évaluateur 1 (kappa = 0,81; kappa p = 0,94) et dans 96% des cas pour l’évaluateur 2 (kappa = 0,95; kappa p = 0,99).

Intra-juge :
Wolfe et al. (1991) ont examiné la fidélité intra-juge de la MRS auprès d’un échantillon de 14 patients évalués à deux reprises par le même évaluateur dans une période de 2 semaines, au moins 3 mois après un AVC. Un parfait accord a été relevé dans 86% des observations (kappa p = 0,95). La fidélité intra-juge, telle que documentée dans cette étude, a été considérée comme excellente.

Inter-juges :
van Swieten et al. (1988) ont examiné la fidélité inter-juges de la MRS auprès de 100 patients qui ont été interrogés par deux médecins, en utilisant les statistiques kappa. L’accord entre les médecins sur le degré de handicap des patients s’est produit pour 65% des patients. Les médecins différaient d’un niveau de Rankin chez 32% des patients, et par deux niveaux chez 3% des patients. Le kappa pour toutes les observations par paires s’est avéré adéquat (kappa = 0,56 ; kappa p = 0,91). Pour un groupe en consultation externe, le kappa s’est avéré excellent (kappa = 0,82) ; pour un groupe de patients hospitalisés, le kappa s’est avéré adéquat (kappa = 0,51).

Wolfe et al. (1991) ont examiné la fidélité inter-juges de la MRS auprès de 50 patients ayant subi un AVC avec différents niveaux de sévérité. Deux de trois infirmières de recherche ont interrogé les patients. Les coefficients kappa se sont avérés excellents, allant de 0,75 à 0,96. Toutefois, l’analyse de la variance a révélé l’existence d’une différence systématique entre les évaluateurs (F 2,48 = 6,02, p = 0,005) ; les évaluateurs 1 et 3 estimant la cotation 0,42 et 0,33 point au-dessus de l’évaluateur 2.

Wilson et al. (2002) ont examiné la fidélité inter-juges de la MRS auprès de 63 patients ayant subi un AVC. La MRS a été administrée par deux évaluateurs. La fidélité inter-juges, mesurée avec la statistique kappa, s’est révélée excellente (kappa w = 0,78). Toutefois, l’accord global entre les deux évaluateurs était seulement de 57%, et un évaluateur a attribué des notes significativement plus faibles que l’autre (p = 0,048).

Wilson et al. (2005) ont examiné la fidélité inter-juges de la MRS auprès de patients, au moins 6 mois après un AVC. Quinze évaluateurs ont été recrutés pour l’étude et des paires d’évaluateurs évaluaient un total de 113 patients avec la MRS. L’accord entre les évaluateurs a été observé seulement dans 43% des cas (kappa = 0,25; kappa w = 0,71).

Shinohara, Minematsu, Amano et Ohashi (2006) ont examiné la fidélité inter-juges de la MRS lorsqu’un schéma de guide d’entrevue élargi (format d’entrevue guidée) et le questionnaire correspondant étaient utilisés. Vingt évaluateurs (neurologues et infirmières) ont visionné les vidéos de 30 patients interrogés, et ont noté chaque patient. La fidélité inter-juges a été calculée en utilisant le coefficient de corrélation intraclasse (CCI). L’étude a révélé que la fidélité inter-juges était excellente (CCI = 0,95 pour les neurologues et CCI = 0,96 pour les infirmières).

Quinn, Dawson, Walters et Lees (2008) ont évalué la fidélité inter-juges de la MRS avec 2 942 évaluateurs provenant de 30 pays différents. Les évaluateurs ont évalué 5 entrevues enregistrées sur vidéos, sans contenu script. La fidélité inter-juges a été calculée à l’aide des statistiques Kappa. La fidélité globale entre les évaluateurs de la MRS s’est avéré adéquate (kappa = 0,67). Le niveau d’accord sur chaque niveau de la RMS était faible pour une note de 0 (kappa = 0,19), adéquat pour une note de 2 (kappa = 0,48) et 3 (kappa = 0,74), et excellent pour une note de 4 (kappa = 0,95). Le niveau d’accord pour les scores 0 et 5 n’a pas été considéré puisque les entrevues enregistrées sur vidéos n’incluaient pas les clients ayant une gamme complète d’incapacités. La fidélité inter-juges par pays était faible pour l’Italie (kappa = 0,34), adéquate pour la Belgique (kappa = 0,73), la République tchèque (kappa = 0,68), la France (kappa = 0,64), la Hongrie (kappa = 0,70), les Pays-Bas (kappa = 0,50) la Corée du Sud (kappa = 0.67), la Suède (kappa = 0,65), les États-Unis (kappa = 0,73) et le Royaume-Uni (kappa = 0,69) ; et excellente pour l’Australie (kappa = 0,77), l’Allemagne (kappa = 0,78), le Portugal (kappa = 0,80), la Slovaquie (kappa = 0,75) et l’Espagne (kappa = 0,84). Le niveau d’accord était excellent pour les anglophones natifs et non natifs (kappa = 0,77 ; kappa = 0,76). Parmi les évaluateurs du Royaume-Uni, la fidélité inter-juges s’est avérée adéquate pour tous les milieux professionnels : médecine générale (kappa = 0,66), gériatrie (kappa = 0,54), neurologie (kappa = 0,56), et assistants de recherche (kappa = 0,65).
Note : La fidélité inter-juges par pays a été calculée seulement pour les pays avec plus de 50 évaluateurs certifiés.

Validité

Critère :

Concourante :
Cup, Scholte op Reimer, Thijssen et van Kuyk-Minis (2003) ont examiné la validité concourante de la MRS en la comparant avec la Canadian Occupational Performance Measure (COPM), l’Indice de Barthel (IB), le Frenchay Activities Index (FAI), le Stroke-Adapted Sickness Impact Profile-30 (SA-SIP30) et l Euroqol 5D (EQ-5D), auprès de 26 patients post-AVC à leur lieu de résidence. La MRS avait une corrélation statistiquement significative avec l’IB, le FAI, le SA-SIP30 et l’EQ-5D. Les coefficients de corrélation de rho de Spearman se sont avérés excellents avec l’IB, le FAI et l’EQ-5D (respectivement, r = -0,81; -0,80 et 0,68). Une corrélation adéquate a été constatée entre la MRS et le SA-SIP30 (r = 0,47).
Note : Certaines corrélations sont négatives, car un score élevé à la MRS indique une déficience accrue, alors qu’un faible score aux autres mesures indique une déficience accrue.

Kwon, Harzema, Duncan et Min-Lai (2004) ont examiné la validité concourante de la MRS, de l’Indice de Barthel (IB), et du score Moteur de la Mesure de l’Indépendance Fonctionnelle (M-MIF), en utilisant des coefficients de corrélation de Spearman. D’excellentes corrélations ont été observées entre la MRS et l’IB (r = -0,89), et entre la MRS et le M-MIF (r = -0,89).

Weimar et al. (2002) ont examiné la validité concourante de la MRS auprès d’un échantillon de 4 264 patients avec un AVC ischémique aigu provenant de 30 hôpitaux en Allemagne, durant une période de 1 an. Les patients ont été évalués par la MRS, l’Indice de Barthel, la sous-échelle Physique de la Short Form-36 (SF-36 P) et le Center for Epidemiologic Studies-Depression short form (CES-D). La MRS a démontré une excellente corrélation avec le SF-36 P (r = 0,84) et l’IB (r = 0,82).

Schaefer, Huisman, Sorensen, Gonzalez et Schwamm (2004) ont examiné si les résultats d’Imagerie par résonance magnétique (IRM) pondérés en diffusion (censés démontrer les lésions qui ne sont pas visualisées avec les séquences conventionnelles d’IRM) et les résultats habituels d’IRM, sont en corrélation avec les scores, mesurés au moment du congé, de la MRS et de l’Échelle de coma de Glasgow, auprès de 26 patients avec des lésions axonales diffuses. En utilisant les coefficients de corrélation de rang de Spearman, les résultats de l’étude ont démontré que la plus forte corrélation a été observée entre le volume d’intensité de signal anormale aux images pondérées en diffusion et le score à la MRS, s’avérant excellente (r = 0,77). Pour le nombre de lésions, la plus forte corrélation a été observée entre le nombre de lésions sur les images obtenues et toutes les séquences, et le score à la MRS, s’avérant également excellente (r = 0,66). Pour l’emplacement de la lésion, la plus forte corrélation a été observée entre l’emplacement de la lésion dans le corps calleux et le score à la MRS, s’avérant adéquate (r = 0,51). Une corrélation adéquate a été relevée entre la MRS et l’Échelle de coma de Glasgow.

Prédictive :
Weimar et al. (2002) ont identifié les prédicteurs les plus importants des évènements indésirables sur la MRS et l’Indice de Barthel (IB) suite à un AVC. Les prédicteurs les plus pertinents se sont avérés les scores à la MRS avant l’AVC, la présence de diabète, et la sévérité de la faiblesse du bras gauche.
Note : Bien que les scores à la MRS > 3 soient un critère d’inclusion dans cette étude, cela ne précise pas comment les scores à la MRS ont été obtenus avant l’AVC.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Tilley et al. (1996) ont constaté que la MRS était étroitement liée à la Glasgow Outcome Scale (94% d’accord; Φ = 0,88) et avec la déficience mesurée par la NIH Stroke Scale (86% d’accord; coefficient phi = 0,67) et l’Indice de Barthel (87% d’accord; Φ = 0,76). Ces résultats suscitent des préoccupations au sujet de la validité de construit de la MRS. Les résultats de cette étude viennent appuyer l’affirmation selon laquelle la MRS se rapproche davantage d’une échelle d’incapacité que d’une échelle de handicap.

de Haan, Horn, Limburg, van Der Meulen et Bossuyt (1993) ont évalué 87 patients qui ont subi un AVC 6 mois avant l’évaluation. Les déficiences ont été notées selon cinq échelles d’AVC : l’Orgogozo Scale, la National Institutes of Health Stroke Scale, la Canadian Neurological Scale, la Mathew scale et la Scandinavian Stroke Scale. L’incapacité a été évaluée avec le handicap de la MRS et l’Indice de Barthel ; la qualité de vie avec le Sickness Impact Profile. Les corrélations entre la MRS et les cinq échelles de déficience, en utilisant des coefficients de Pearson, allaient d’adéquates à excellentes (allant de r = -0,56 à r = -0,71).
Note : Certaines corrélations sont négatives, car un score élevé à la MRS indique une déficience accrue, alors qu’un faible score aux autres mesures indique une déficience accrue.

de Haan, Limburg, Bossuyt, van der Meulen et Aaronson (1995) ont relevé une forte relation (en utilisant le D de Somers) entre les Activités de la vie quotidienne, telles que mesurées par l’Indice de Barthel (0,73), et les sous-échelles du Sickness Impact Profile incluant les Activités de la vie domestique (0,65), la mobilité (0,60) et les conditions de vie (0,74). Les plus faibles associations relevées se sont avérées entre la MRS et les sous-échelles de vivacité (0,34) et d’interaction sociale (0,37) du Sickness Impact Profile.

Wolfe et al. (1991) ont administré la MRS et l’Indice de Barthel (qui évalue l’incapacité) à 50 patients post-AVC. La corrélation entre la MRS et l’Indice de Barthel ont été mesurée en utilisant des statistiques kappa. Une excellente corrélation (kappa = 0,72; kappa pondéré = 0,91) a été relevés entre les deux échelles, ce qui vient appuyer l’affirmation selon laquelle la MRS se rapproche davantage d’une échelle d’incapacité que d’une échelle de handicap.

Sensibilité au changement

Dromerick et al. (2003) ont examiné la sensibilité au changement de la MRS en comparaison à trois autres échelles d’incapacité (l’International Stroke Trial Measure, l’Indice de Barthel (IB) et la Mesure de l’Indépendance Fonctionnelle (MIF). La MRS a été administrée lors de l’admission et au moment du congé à 95 patients hospitalisés en réadaptation suite à un AVC. La MRS s’est avérée faible pour détecter le changement. Contrairement à la MIF, les analyses des caractéristiques de fonctionnement de récepteur ont démontré que la MRS (C-statistic C = 0,59) était beaucoup moins sensible au changement comparativement à l’IB (C-statistic C = 0,82), ce qui indique une spécificité inférieure correspondante pour la MRS. La MRS a détecté le changement chez 55 sujets, incluant tous ceux qui ont obtenu un changement sur l’International Stroke Trial Measure. L’IB a détecté le changement chez 71 patients et la MIF a détecté le changement chez 91 patients. Les résultats de cette étude suggèrent que les échelles globales (la MRS et l’International Stroke Trial Measure) sont moins sensibles aux changements de l’incapacité que les échelles d’activités de la vie quotidienne (l’IB et la MIF).

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Voir la mesure

Comment obtenir la MRS ?

Veuillez cliquer ici pour obtenir un exemplaire en anglais de la MRS et de la MRS-SI.

La MRS est également disponible dans New, P. W., Buchbinder, R. (2006). Critical appraisal and review of the Rankin Scale and its derivatives. Neuroepidemiology, 26, 4-15.

La MRS-SI peut être trouvée dans Wilson, L. J. T., Harendran, A., Grant, M., Baird, T., Schultz, U. G. R., Muir, K. W., Bone, I. (2002). Improving the assessment of outcomes in stroke: Use of a structured interview to assign grades on the Modified Rankin Scale. stroke, 33, 2243-2246.

Une formation peut être obtenue en ligne au http://www.rankinscale.org/ Les modules de formation comprennent une description préliminaire de la MRS suivie par 4 brèves entrevues de patients. Ces entrevues doivent être notées anonymement à des fins d’entrainement avant le groupe de discussion optionnel. Les scores exacts et leur justification suivent chaque cas (20 minutes). Une transcription des entrevues est disponible. La certification de formation réussie dépend de l’achèvement correct de 5 autres scénarios dans des conditions de «test». La certification dure un an, après quoi une nouvelle certification est recommandée.

Table des matières

Toronto Bedside Swallowing Screening Test (TOR-BSST©)

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

But

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

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

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

Versions disponibles

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

Caractéristiques de l’outil de mesure

Items :

Le TOR-BSST© est composé de 5 items :

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

Cotation :

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

Ce qu’il faut considérer avant de commencer :

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

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

Durée :

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

Formation :

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

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

Équipement :

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

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

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

Ne devrait pas être utilisé avec:

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

Langues de la mesure

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

Sommaire

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Propriétés psychométriques

Résumé

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

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

Effets plancher/plafond

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

Fidélité

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

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

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

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

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

Validité

Contenu :

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

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

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

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

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

Critère :

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

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

Construit :

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

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

Sensibilité et spécificité :

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

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

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

Références

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

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Comment obtenir le TOR-BSST© ?

Cliquer ici pour recevoir plus d’informations au sujet du TOR-BSST© (en anglais seulement).

Autres mesures de la dysphagie :

Évaluations instrumentales :

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

Évaluations cliniques au chevet du patient :

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

Outils de dépistage :

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