ABILHAND

Évidence révisées en date du 17-06-2012
Auteur(s)* : Annabel McDermott, erg
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, Ph.D. erg
Version française en traduction libre : Sarah Perrino

But

L’ABILHAND est un questionnaire semi-structuré qui mesure l’habileté manuelle d’un individu en se basant sur ses difficultés perçues lors de l’exécution d’activités quotidiennes bilatérales.

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

L’ABILHAND est un outil d’évaluation basé sur une entrevue qui mesure la difficulté perçue d’un patient à utiliser ses mains lors de l’exécution d’activités manuelles quotidiennes. L’ABILHAND évalue la fonction active des membres supérieurs. Cet outil mesure la capacité d’un individu à exécuter des tâches bimanuelles, indépendamment des stratégies utilisées afin d’accomplir ladite tâche (Ashford et al., 2008; Penta et al., 1998).

Versions disponibles

L’ABILHAND a d’abord été développé par Penta et al. (1998). Il s’agissait alors d’un questionnaire contenant 56 items et 4 niveaux, portant sur les capacités unimanuelles et bimanuelles de patients atteints d’arthrite rhumatoïde. L’ABILHAND original était destiné à mesurer les résultats de la réadaptation et à fournir des lignes directrices pour la fixation de buts dans la planification de traitements (Gustafsson et al., 2004). Penta et al. (2001) ont remarqué que les patients ayant vécu un accident vasculaire cérébral étaient capables d’accomplir des tâches unimanuelles avec leur membre non affecté, indépendamment de la dominance de la main, alors que les tâches bimanuelles étaient plus difficiles. Par conséquent, une version n’incluant que les items bimanuels a été développée spécifiquement pour les patients ayant vécu un AVC, en plus de deux activités unimanuelles requérant l’utilisation habile de la main affectée (couper les ongles, limer les ongles). Penta et al. (2001) ont aussi révisé l’échelle de notation à 4 niveaux (impossible, très difficile, difficile, facile) et ont remarqué que les patients utilisent rarement la notation « très difficile ». Cela a révélé que les deux échelles de notations intermédiaires (très difficile, difficile) n’étaient pas suffisamment différenciables. Par conséquent, la version pour AVC de l’ABILHAND a été développée avec une échelle de notation à 3 niveaux (impossible, certaine difficulté, facile).

D’autres versions spécifiques aux limitations ont ensuite été créées en incluant des niveaux et des ensembles d’items modifiés. Chaque version de l’ABILHAND a son propre calibrage de difficulté des items dérivé du modèle de Rasch et dépend d’algorithmes informatisés permettant d’obtenir la mesure globale du patient concernant ses réponses (Simone et al., 2011).

Caractéristiques de l’outil de mesure

Items :

L’ABILHAND est un inventaire de 23 activités bimanuelles (des plus difficiles aux moins difficiles) :

  1. Enfoncer un clou
  2. Enfiler une aiguille
  3. Éplucher des pommes de terre à l’aide d’un couteau
  4. Couper ses ongles
  5. Emballer des cadeaux
  6. Limer ses ongles
  7. Couper de la viande
  8. Éplucher des oignons
  9. Décortiquer des noisettes
  10. Dévisser le couvercle d’un pot
  11. Enclencher la fermeture éclair d’un blouson
  12. Ouvrir un sac de croustilles
  13. Boutonner sa chemise
  14. Tailler un crayon
  15. Étendre du beurre sur une tranche de pain
  16. Fermer un bouton de pression
  17. Boutonner une paire de pantalons
  18. Retirer le bouchon d’une bouteille
  19. Ouvrir une enveloppe
  20. Presser un tube de dentifrice, étendre le dentifrice sur une brosse à dents
  21. Remonter la fermeture éclair d’une paire de pantalons
  22. Déballer une barre de chocolat
  23. Se laver les mains

Cotation :

Il est demandé au patient d’évaluer sa perception de sa difficulté à exécuter les items sans aide, en se fiant à l’échelle de notation suivante :

  • 0 = impossible
  • 1 = Difficile
  • 2 = Facile

Les tâches que le patient n’a pas exécutées depuis au moins 3 mois ne sont pas évaluées et sont classées en tant que « réponses manquantes ».

La conception de l’ABILHAND a été basée sur le modèle de mesure de Rasch. Ce dernier fournit une méthode permettant de convertir le score brut ordinale en une mesure linéaire sur une échelle unidimensionnelle. Le score de chaque item est inscrit dans le programme d’ordinateur WINSTEPS, soit un convertisseur de données brutes ordinales en mesures linéaires exprimées en « logits » (log-odds probability units). Le score total est échelonné sur un continuum unidimensionnel où 0 désigne le centre de l’échelle. Plus le numéro du logit est élevé, meilleure est la capacité perçue par le patient (Gustafsson et al., 2004).

Ce qu’il faut considérer avant de commencer :

Les utilisateurs doivent savoir que les mesures autoévaluées (c.-à-d. lorsque les scores ne sont pas basés sur les observations d’un clinicien) sont sujettes à la surestimation ou à la sous-estimation de la performance réelle, tout dépendant de la motivation et des habiletés cognitives de l’utilisateur (Penta et al. 2001). Les cliniciens devraient considérer les facteurs personnels du patient, tels que l’estime de soi, la connaissance de soi, la vision, l’audition, le langage et les fonctions cognitives avant d’administrer l’ABILHAND (Gustafsson et al., 2004).

Mpofu et Oakland (2010) avertissent qu’il faut être vigilant lorsqu’on utilise l’ABILHAND pour mesurer les améliorations dans l’habileté du membre supérieur affecté, suite à une réadaptation post AVC. En effet, l’ABILHAND ne prend pas en considération le bras (dominant/non dominant) utilisé pour l’exécution d’une tâche ou encore les stratégies compensatoires employées afin de compléter cette tâche. Par conséquent, une amélioration du score peut être due à l’utilisation de stratégies compensatoires plutôt qu’à une amélioration de l’habileté du membre supérieur affecté.

Durée :

10 à 30 minutes sont nécessaires pour compléter l’ABILHAND (Ashford et al., 2008; Connell et al., 2012).

Exigences de formation :

Aucune exigence de formation n’a été spécifiée pour l’ABILHAND. Toutefois, il est recommandé qu’il soit administré par un clinicien (Ashford et al., 2008).

Équipement :

L’ABILHAND est un questionnaire semi-structuré ne requérant pas d’équipement spécifique. Toutefois, le programme d’ordinateur WINSTEPS est requis pour l’analyse des scores bruts.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Des individus en phase chronique de récupération d’un AVC.
  • Des individus ayant de l’arthrite rhumatoïde.
  • Des individus ayant de la sclérose systémique.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • En raison de la nature subjective du rapport du patient, cette mesure ne devrait pas être utilisée auprès d’individus ayant des déficits cognitifs sévères (Penta et al., 2001).
  • L’ABILHAND peut ne pas convenir avec des patients présentant de l’aphasie ou de l’apraxie (Gustafsson et al., 2004).

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

  • Français
  • Anglais
  • Hollandais
  • Italien
  • Suédois

Sommaire

Que mesure l’outil ? L’habileté manuelle des membres supérieurs.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? L’ABILHAND peut être utilisé avec des patients ayant subi un AVC, mais n’est pas limité à ces derniers.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration 10-30 minutes
Versions
  • AH-RA pour l’arthrite rhumatoïde (46 items, 4 niveaux)
  • AH-RA version révisée (27 items, 3 niveaux)
  • ABILHAND pour les personnes amputées d’un membre supérieur (22 items, 4 niveaux)
  • SSC-adapted ABILHAND pour la sclérose systémique (26 items, 3 niveaux)
  • ABILHAND-version neuromusculaire et indépendante de l’âge (22 items)
  • ABILHAND-enfants (21 items)
Langues Français, anglais, suédois, hollandais, italien.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
– L’ordre de difficulté des items a été vérifié par une analyse selon le modèle de Rasch.
– Une étude a démontré un bon indice de fidélité des items.
– Une étude a démontré une bonne fidélité de discrimination.

Test-retest :
Aucune étude n’a analysé la fidélité Test-retest de l’ABILHAND.

Intra-juge :
Aucune étude n’a analysé la fidélité intra-juge de l’ABILHAND.

Inter-juges :
Aucune étude n’a analysé la fidélité Inter-juges de l’ABILHAND.

Validité Contenu :
– Une étude a démontré que les 23 items de l’ABILHAND définissent un continuum commun des habiletés manuelles, que ces items sont cohérents avec l’ensemble du questionnaire et qu’ils contribuent à la mesure des habiletés manuelles.
– Une étude a examiné la stabilité de la difficulté des items de l’ABILHAND et a révélé que la hiérarchie des items était sensiblement la même à travers différents groupes (selon la limitation, l’âge, le sexe, l’habileté).
– Une étude a démontré que les scores de l’ABILHAND expliquaient 84% de la variance observée. En ce qui concerne l’autre 16%, le facteur principal n’en explique que 11,4% (soit 1,8% de la variance totale).

Critère :
Concourante :
– Une étude a examiné la validité concourante de l’ABILHAND auprès de patients ayant une limitation chronique au membre supérieur résultant de conditions telles qu’un AVC. Cette étude a démontré des corrélations adéquates entre l’ABILHAND et le Box and Block Test, le Jamar handgrip et le Purdue pegboard Test, ainsi qu’une corrélation négative adéquate avec le Nine Hole Peg Test.

Prédictive :
Aucune étude n’a analysé la validité prédictive de l’ABILHAND.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Aucune étude n’a analysé la validité convergente / discriminante de l’ABILHAND.

Groupes connus :
– Une étude a démontré qu’il existe une différence hautement significative entre le score de l’ABILHAND de patients ayant une tétraparésie, une hémiparésie ou une autre atteinte neurologique (sclérose en plaques, maladie de Parkinson, ataxie) et celui de personnes en bonne santé.
– Une étude a démontré qu’il n’y a aucune corrélation entre les scores de l’ABILHAND et le pays, l’âge, le sexe, le temps écoulé depuis le dernier AVC, le côté affecté, le site de la lésion ou la sensibilité tactile ; une faible corrélation avec la force de préhension et la dextérité manuelle du membre non affecté ; une faible corrélation négative avec la dépression ; une corrélation adéquate avec la force de préhension et la dextérité manuelle du membre affecté ; et une excellente corrélation avec la motricité des membres supérieurs.

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a démontré d’effets de plancher ou de plafond de l’ABILHAND.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? – Aucune étude n’a démontré la sensibilité au changement de l’ABILHAND.
– Une étude a démontré que l’ABILHAND manifeste une sensibilité de 92% ainsi qu’une spécificité de 80% pour un score minimal de 80/100.
Acceptabilité L’ABILHAND est non invasif et s’administre rapidement. Les items reflètent des activités de la vie courante (c.-à-d. écologiquement valide).
Faisabilité L’ABILHAND est transférable et adapté à plusieurs cadres. Cette évaluation s’administre rapidement et requiert peu d’équipement et d’entraînement chez l’expert.
Comment obtenir l’outil ? L’ABILHAND est disponible dans l’article de Penta, M., Tesio, L., Arnould, C., Zancan, A., & Thonnard, J-L. (2001). The ABILHAND questionnaire as a measure of manual ability in chronic stroke patients: Rasch-based validation and relationship to upper limb impairment. Stroke, 32, 1627-34

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche littéraire a été menée afin d’identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques de l’ABILHAND. Malgré que des études additionnelles ont été menées sur d’autres versions de l’ABILHAND, le compte rendu suivant s’adresse spécifiquement sur les propriétés psychométriques de la version à 23 items de l’ABILHAND, à moins d’indication contraire. Deux études ont été identifiées.

Effets plancher/plafond

Aucune étude n’a démontré les effets plancher ou de plafond de l’ABILHAND. Toutefois, étant donné la relation hiérarchique des items, les tâches de bas niveau de l’ABILHAND peuvent être sujettes aux effets plancher (Ashford et al., 2008).

Fidélité

Cohérence interne :
Penta et al. (2001) ont examiné la cohérence interne de l’ABILHAND original comportant 56 items, à l’aide d’un échantillon de 103 patients en phase chronique de récupération d’un AVC et en appliquant une analyse de Rasch. Ils ont ainsi démontré une haute fidélité (fidélité de séparation Rash = 0,90 ; fidélité discriminante = 0,90). Les auteurs ont examiné la stabilité de l’échelle à l’aide de tests de fonctionnement différentiel des items (FDI) parmi 12 sous-groupes : sexe (homme/femme) ; pays (Belgique/Italie) ; âge (<60 ans /60 ans), côté affecté (dominant/non dominant) ; temps écoulé depuis l’AVC (<2 ans/2 ans), niveau de dépression, dextérité et habileté manuelle du membre non affecté, force de préhension, dextérité et sensibilité du membre affecté et motricité du membre affecté. La hiérarchie de difficulté de l’ABILHAND a été perçue uniformément par les patients en phase chronique de récupération d’un AVC.

Simone et al. (2011) ont examiné la cohérence interne de l’ABILHAND à travers un échantillon de 126 patients ayant une limitation chronique au membre supérieur résultant d’un AVC (n=83), de la sclérose en plaques (n=17), d’ataxie périphérique ou cérébrale (n=13), de lésion de la moelle épinière (n=10) ou de la maladie de Parkinson (n=3), ainsi que 24 sujets en bonne santé. L’ABILHAND a manifesté une haute fidélité (index de fidélité des items = 0,94 ; Alpha de Cronbach = 0,99). Tous les items de l’ABILHAND conviennent au modèle de Rasch de manière satisfaisante. Il y avait au moins 4 strates de mesures statistiquement différentes, ce qui indique que la variance dans les scores n’a pas un caractère aléatoire. Les auteurs ont aussi examiné la stabilité de la difficulté des items grâce au fonctionnement différentiel des items (FDI) en comparant 4 différents groupes du bassin d’échantillons : limitation (hémiparésie vs autres) ; âge (69 ans vs >69 ans) ; sexe (homme vs femme) ; et habileté (au-dessus de la médiane vs au-dessous de la médiane). Le FDI était très modéré à travers les divers critères de groupe, alors que la hiérarchie des items était sensiblement la même pour tous les sous-groupes : limitation (1 donnée aberrante: boutonner une chemise) ; sexe (6 données aberrantes : fermer un bouton de pression, décortiquer des noisettes, enfoncer un clou, emballer des cadeaux, éplucher des pommes de terre, étendre du beurre sur une tranche de pain) ; âge (4 données aberrantes : enfiler une aiguille, emballer des cadeaux, tartiner du beurre sur une tranche de pain, fermer un bouton de pression) ; et habileté (2 données aberrantes : tailler un crayon, couper de la viande).

Test-retest :
Aucune étude n’a analysé la fidélité test-retest de l’ABILHAND.

Intra-juge :
Aucune étude n’a analysé la fidélité intra-juge de l’ABILHAND.

Inter-juges :
Aucune étude n’a analysé la fidélité inter-juges de l’ABILHAND. Notez toutefois que la fidélité inter-juges n’est pas nécessaire, car l’administration de l’ABILHAND ne repose pas sur les observations d’un clinicien quant aux performances du patient.

Validité

Contenu :

Penta et al. (2001) ont examiné la mesure de la difficulté perçue de l’ABILHAND à l’aide d’un échantillon de 103 patients en phase chronique de récupération d’un AVC. La distribution des items, en logits, s’étendait de 1,72 à 2,18. Tous les items étaient conformes au modèle de Rasch et les 23 items définissaient un continuum commun de l’habileté manuelle. Tous les coefficients de corrélation des points de mesure (RPM) étaient positifs, indiquant ainsi que tous les items sont cohérents avec l’ensemble du questionnaire et contribuent à la mesure de l’habileté manuelle. Les statistiques de concordance indiquaient que la majeure partie des activités mesure adéquatement la récupération des habiletés manuelles auprès de patients en phase chronique de récupération d’un AVC. Toutefois, 1 item a obtenu une valeur externe aberrante (boutonner une chemise : carré moyen = 1,64) et 4 items ont obtenu des valeurs inférieures aberrantes (couper de la viande : carré moyen = 0,69 ; décortiquer des noisettes : c.m. = 1,33 ; ouvrir un sac de croustilles : c.m. = 1,22 ; aiguiser un crayon : c.m. = 0,65).

Penta et al. (2001) ont examiné la validité du contenu de l’ABILHAND en comparant le classement de difficulté des items avec l’opinion experte de quatre ergothérapeutes concernant l’implication de la main affectée dans chaque activité. Les classifications suivantes furent utilisées : (1) l’item ne requiert pas l’implication du membre affecté, si l’item est divisé en plusieurs séquences unimanuelles ; (2) la tâche requiert l’implication du membre affecté pour stabiliser un objet, mais ne requiert pas l’utilisation des doigts ; et (3) la tâche requiert une prise de précision, de la force de préhension, de la dextérité ou toute autre activité relative aux doigts du côté affecté. Des découvertes indiquent que des items plus difficiles tendent à nécessiter un plus grand degré d’utilisation du membre affecté, alors que des items plus faciles ne requièrent pas l’implication du membre affecté.

Simone et al (2001) ont examiné la validité de l’ABILHAND à l’aide d’un échantillon de 126 patients ayant une limitation chronique au membre supérieur résultant d’un AVC (n=83), de la sclérose en plaques (n=17), d’une ataxie périphérique ou centrale (n=13), d’une lésion de la moelle épinière (n=10) ou de la maladie de Parkinson (n=3), et 24 sujets en bonne santé. Les scores modélisés expliquent 84% des variances observées. En ce qui concerne l’autre 16% de la variance, le facteur principal n’en explique que 11,4% (soit 1,8% de la variance totale).

Critère :

Concourante :
Simone et al. (2011) ont comparé la validité cohérente de l’ABILHAND, du Jamar handgrip, du Box and Block Test (BBT), du Purdue pegboard test et du Nince Hole Peg Test (NHPT) à l’aide d’un échantillon de 126 patients ayant une limitation chronique au membre supérieur résultant d’un AVC, de la sclérose en plaques, d’une ataxie périphérique ou centrale, d’une lésion de la moelle épinière ou de la maladie de Parkinson, et 24 sujets en bonne santé, en utilisant la corrélation de Pearson. Des corrélations adéquates ont été relevées entre l’ABILHAND et le Jamar handgrip (r = 0,377, p = 0,001), le BTT (r = 0,481, p = 0,000) et le Perdue pegboard test (r = 0,493, p = 0,000). De plus, une corrélation adéquate négative a été relevée entre l’ABILHAND et le NHPT (r = -0,370, p= 0,007).

Prédictive :
Aucune étude n’a analysé la validité prédictive de l’ABILHAND.

Construit :

Convergente/discriminante :
Aucune étude n’a analysé la validité convergente/discriminante de l’ABILHAND.

Groupes connus :
Penta et al. (2001) ont examiné la relation entre les mesures de l’ABILHAND et d’autres variables démographiques et cliniques à l’aide d’un échantillon de 103 patients en phase chronique de récupération d’un AVC, en se basant sur le ANOVA univariée et sur les coefficients de corrélation (test U de Mann-Whitney, test H de Kruskal-Wallis, valeur p de Spearman, corrélation de Pearson). Ces tests n’ont révélé aucune différence significative des mesures de l’ABILHAND d’après les index démographiques de l’Italie et de la Belgique pour le sexe et l’âge. Les variables cliniques telles que le temps écoulé depuis le dernier AVC, le côté affecté (dominant/non dominant), le site de la lésion et la sensibilité tactile de chaque membre (mesurée à l’aide du test de sensation tactile Semmes-Weinstein) n’étaient pas significativement reliées aux mesures de l’ABILHAND. La corrélation était faible entre les mesures de l’ABILHAND et la force de préhension (Jamar handgrip, R=0,242, P<0,014) et entre les mesures de l’ABILHAND et la dextérité manuelle (Box and Block Test, R=0,248, P=0,012) du membre non affecté, et une excellente corrélation entre les mesures de l’ABILHAND et la motricité du membre supérieur (test de motricité du membre supérieur de Brunnstrom, p=0,730, P<0,001). Les résultats ont révélé un lien direct entre les mesures de l’ABILHAND de l’habileté manuelle et des limitations du côté affecté, où des combinaisons complexes de dextérité manuelle avec/sans force de préhension et/ou de limitation de la motricité du membre supérieur étaient en corrélation avec une plus grande limitation manuelle.

Simone et al. (2011) ont examiné la validité de groupes connus de l’ABILHAND à l’aide d’un échantillon de 126 patients ayant une limitation chronique au membre supérieur résultant d’un AVC, de la sclérose en plaques, d’une ataxie sensorielle ou cérébrale, d’une lésion de la moelle épinière ou de la maladie de Parkinson, et 24 sujets en bonne santé, en utilisant le test de Kruskal-Wallis. Ils y découvrirent des différences hautement significatives (P<0,001) entre les patients atteints de tétraparésie, d’hémiparésie, d’autres atteintes neurologiques (sclérose en plaques, maladie de Parkinson, ataxie) et les patients du groupe témoin.

Sensibilité au changement

Simone et al. (2011) ont démontré qu’il existe une correspondance satisfaisante entre la distribution des niveaux de difficulté des items de l’ABILHAND et les niveaux d’habileté des patients. L’habileté moyenne des sujets en bonne santé du groupe témoin vs celle des patients ayant une limitation chronique du membre supérieur résultant d’un AVC, de la sclérose en plaques, d’une ataxie sensorielle ou cérébrale, d’une lésion de la moelle épinière ou de la maladie de Parkinson étaient respectivement de 89 (erreur standard = 8) vs 63 (erreur standard = 17).

Sensibilité et spécificité :

Simon et al. (2011) ont examiné la sensibilité et la spécificité de l’ABILHAND à l’aide d’un échantillon de 126 patients ayant une limitation chronique du membre supérieur résultant d’un AVC, de la sclérose en plaques, d’une ataxie sensorielle ou cérébrale, d’une lésion de la moelle épinière ou de la maladie de Parkinson et 24 sujets en bonne santé. Un seuil de déficience-normalité a été calculé à partir de régression logistique et un seuil inférieur de 80/100 est proposé pour des sujets témoins sains (aire sous la courbe ROC = 0,9097, p<0,05). Ceci a permis l’existence d’une classification correcte des patients vs des sujets du groupe témoin avec un taux de sensibilité de 92% et un taux de spécificité de 82%, au moyen desquels 82% de l’échantillon a été correctement classé.

Références

  • Ashford, S., Slade, M., Malaprade, F., & Turner-Stokes, L. (2008). Evaluation of functional outcome measures for the hemiparetic upper limb: a systematic review. Journal of Rehabilitation Medicine, 40, 787-95.
  • Connell, L.A. & Tyson, S.F. (2012). Clinical reality of measuring upper-limb ability in neurological conditions: a systematic review. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 93, 221-8.
  • Gustafsson, S., Sunnerhagen, K.S, & Dahlin-Ivanoff, D. (2004). Occupational therapists’ and patients’ perceptions of ABILHAND, a new assessment tool for measuring manual ability. Scandinavian Journal of Occupational Therapy, 11, 107-17.
  • Mpofu, E. & Oakland, T. (2010). Rehabilitation and Health Assessment: Applying ICF Guidelines. New York: Springer Publishing Company.
  • Penta, M., Tesio, L., Arnould, C., Zancan, A., & Thonnard, J-L. (2001). The ABILHAND questionnaire as a measure of manual ability in chronic stroke patients: Rasch-based validation and relationship to upper limb impairment. Stroke, 32, 1627-34.
  • Simone, A., Rota, V., Tesio, L., & Perucca, L. (2011). Generic ABILHAND questionnaire can measure manual ability across a variety of motor impairments. International Journal of Rehabilitation and Research, 34, 131-40.

Voir la mesure

Comment obtenir l’ABILHAND :

L’ABILHAND est disponible dans l’article de Penta, M., Tesio, L., Arnould, C., Zancan, A., & Thonnard, J-L. (2001). The ABILHAND questionnaire as a measure of manual ability in chronic stroke patients: Rasch-based validation and relationship to upper limb impairment. Stroke, 32, 1627-34

Table des matières

Action Research Arm Test (ARAT)

Évidence révisées en date du 09-06-2011
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 : Sara Maude Girard, erg

But

L’Action Research Arm Test (ARAT) est une mesure pour évaluer les changements spécifiques dans la fonction d’un membre chez des individus ayant subi une lésion cérébrale résultant en une hémiplégie (Lyle, 1981). Il évalue la capacité du client à manipuler des objets variés en terme de dimension, de poids et de forme et peut ainsi être considéré comme une mesure des limitations des activités spécifiques au membre supérieur (Platz, Pinkowski, Kim, di Bella, & Johnson, 2005).

Revue détaillée

But de l’outil

L’Action Research Arm Test (ARAT) est une mesure pour évaluer les changements spécifiques dans la fonction d’un membre chez des individus ayant subi une lésion cérébrale résultant en une hémiplégie (Lyle, 1981). Il évalue la capacité du client à manipuler des objets variés en terme de dimension, de poids et de forme et peut ainsi être considéré comme une mesure des limitations des activités spécifiques au membre supérieur (Platz, Pinkowski, Kim, di Bella, & Johnson, 2005).

Versions disponibles

L’ARAT a été développé par Ronald Lyle en 1981 en adaptant le Upper Extremity Function Test (UEFT) (Carroll, 1965). L’administration et la cotation du test UEFT ont été simplifiés, le temps d’administration du test a été raccourci et les items ont été regroupés sur l’échelle hiérarchique (Guttman Scale – Lang, Wagner, Dromerick, & Edwards, 2006). Vu le besoin d’instructions plus spécifiques et détaillées quant à la position du client, la cotation et l’administration, Yozbatiran, Der-Yeghiaian et Cramer (2008) ont proposé une approche standardisée de l’ARAT.

Caractéristiques de l’outil

Items :

L’ARAT consiste en 19 items regroupés en 4 sous-échelles : saisir, agripper, pincer et mouvement de motricité globale. Chaque sous-échelle constitue une échelle hiérarchique de Guttman, ce qui signifie que chaque item est donné en ordre croissant de difficulté. Dans l’ARAT, si le client réussi à compléter l’item le plus difficile de la sous-échelle, cela suggère qu’il réussira aux items plus faciles de cette même sous-échelle. De façon similaire, un échec à un item suggère que le client sera incapable de compléter les items plus difficiles de cette sous-échelle.

Selon les règles définies par Lyle (1981), le client doit d’abord tenter de compléter la tâche la plus difficile d’une sous-échelle. Si le score maximal (score = 3) est obtenu pour cette tâche, le score total maximal pour cette sous-échelle devrait être attribué, et l’évaluateur devrait passer à la sous-échelle suivante. Quand un client est incapable de compléter l’item le plus difficile (score = 0-2), l’item le plus facile de cette sous-échelle devrait être administré. Si le client échoue complètement (score = 0) lorsqu’il fait l’item le plus facile, les items intermédiaires ne doivent pas être évalués, la sous-échelle entière devrait obtenir la cote de zéro, et l’évaluateur devrait passer à la prochaine sous-échelle. Toutefois, si le client réussi à la tâche la plus facile, soit partiellement (score = 1 ou 2) ou complètement (score = 3), toute les autres tâches de cette sous-échelle devraient alors être évaluées avant de passer à la prochaine sous-échelle. En suivant ces règles, les items administrés varieront entre un minimum de 4 et un maximum de 19 (Van der Lee, Roorda, & Lankhorst, 2002).

L’ARAT doit être administré dans un cadre standardisé, considérant qu’une table et une chaise spécialement conçus sont requis (voir la section équipement pour plus d’information). Pour la position de départ, le client devrait être assis sur une chaise, avec un dossier ferme et sans appui-bras. Le tronc du client devrait être en contact avec le dossier de la chaise en tout temps pendant l’administration du test. Les instructions concernant la posture requise devraient être fournies au client avant le début du test. De plus, des rappels sur le maintien de la position devraient être donnés au client lorsque les conditions ne sont pas respectées. Les pieds du client devraient être en contact avec le sol tout au long du test (Van der Lee, DeGroot, Beckerman, Wagenaar, Lankhorst, & Bouter, 2001a; Yozbatiran et al., 2008). Les deux mains devraient être évaluées, en commençant par le membre sain ou le moins atteint, afin de pratiquer et enregistrer un résultat de base. Dans l’éventualité où le client est incapable de comprendre les instructions d’une tâche, l’évaluateur devrait démontrer la tâche et permettre au client de se pratiquer en guise d’essai (Yozbatiran et al., 2008). Pour faciliter le calcul du temps de chaque tâche, le client devrait commencer et terminer la tâche les paumes de mains vers le bas sur la table. Toutefois, pour les tâches de motricité globale, les mains du client devraient être placées en pronation sur leur cuisse. (Lyle, 1981; Yozbatiran et al., 2008). Pour les sous-échelles de saisi et de pince, le matériel d’évaluation est soulevé de 37 cm de la surface de la table au-dessus de la tablette. Dans la sous-échelle de saisi, le matériel d’évaluation est déplacé d’un côté à l’autre de la table. Finalement, dans la sous-échelle de motricité globale, le client doit placer la main évaluée derrière sa tête, au-dessus de sa tête, ou à sa bouche (Lyle, 1981; Hsieh, Hsueh, Chiang, & Lin, 1998; Hsueh, Lee, & Hsieh, 2002a). La séquence adéquate pour l’évaluation est 1) sous-échelle de saisir, 2) sous-échelle d’agripper, 3) sous-échelle de pincer et 4) sous-échelle de motricité globale (Lyle, 1981). L’ARAT vient avec de simples instructions pour guider la cotation et l’administration du test (Lyle, 1981).

Cotation :

L’ARAT est coté sur une échelle ordinale à quatre niveaux (0-3) (Lyle, 1981).

  • 0 = ne peut réussir aucune partie du test,
  • 1 = réussi le test partiellement,
  • 2 = complète le test, mais nécessite un temps anormalement long,
  • 3 = réussi le test de façon normale

Pour faciliter la cotation, des temps limites ont été suggérés (Wagenaar, Meijer, Van Wierinen, Kuik, Hazenberg, Lindeboom, Wichers, & Rijswijk, 1990; Yozbatiran et al., 2008). En incluant les limites de temps aux définitions de cotation de Lyle, le nouveau système de cotation serait :

  • 0 = ne peut réussir aucune partie du test;
  • 1 = réussi le test partiellement;
  • 2 = complète le test, mais nécessite un temps anormalement long, variant de 5 à 60 secondes. Si le client prend plus de 60 secondes à réussir un item, l’évaluateur devrait interrompre après 60 secondes et un résultat de 1 est accordé pour cet item spécifique
  • 3 = réussi le test de façon normale en moins de 5 secondes.

Les résultats de sous-échelle varient selon le nombre d’items de chaque sous-échelle, comme suit :

Sous-échelle de l’ARAT Nombre d’items par sous-échelle Variation de score par sous-échelle
Saisir 6 items Score 0-18
Agripper 4 items Score 0-12
Pincer 6 items Score 0-18
Motricité globale 3 items Score 0-9

Le score total de l’ARAT varie de 0 à 57, un score bas indiquant que les mouvements ne peuvent être effectués, et un score haut indiquant une performance normale. Ainsi, un résultat haut indiquera une meilleure performance (Lang et al., 2006; Van der Lee et al., 2002). Les résultats à l’ARAT sont des mesures continues, sans coupure catégorique. Par conséquent, le résultat obtenu à l’ARAT ne permet pas de classifier le client dans des catégories tel que normal, moyennement limité ou sévèrement limité.

Temps d’administration requis :

Le temps requis pour compléter l’ARAT dépendra du nombre d’items administrés. Considérant la conception hiérarchique, l’ARAT a été conçu pour économiser du temps. Ainsi, pas plus de 7-10 minutes devraient être nécessaires pour évaluer un patient ayant subi un AVC (DeWeerdt, & Harrinson, 1985). Toutefois, si les 19 items doivent être accomplis, l’ARAT prend habituellement 20 minutes à administrer (Van der Lee et al., 2002). Dans une étude de Hsieh et collègues (1998), l’ARAT a pris, en moyenne, 8 minutes à administrer aux clients ayant un AVC.

Sous-échelles :

L’ARAT est divisé en quatre sous-échelles : Saisir; Agripper; Pincer et Motricité Globale.Les sous-échelles de saisir et pincer ont 6 items chacun, la sous-échelle d’agripper a 4 items et celle de motricité globale en a 3(Lyle, 1981)

Équipement :

De l’équipement standardisé est requis pour administrer l’ARAT. Il peut être commandé seulement via des représentants des Pays-Bas. Le coût moyen pour ces équipements est d’environ 850 Euros (1200$ CAD) avec un frais de livraison de 179 Euros (252$ CAD).

L’ensemble complet de l’ARAT consiste en :

  • Une table spécialement conçue de 92 cm x 45 cm x 83 cm de hauteur, avec une tablette de 93 cm x 10 cm, positionnée à 37 cm au-dessus de la surface de la table (Lyle, 1981; Hsueh et al., 2002a).
  • Une chaise avec dossier et sans appui-bras, qui devrait s’élever à 44cm au-dessus du niveau du sol (Lyle, 1981; Hsueh et al., 2002a).
  • Des blocs de bois de 2.5, 5, 7.5 et 10cm³ (Lyle, 1981; Hsueh et al., 2002a).
  • Une balle de cricket de 7.5 cm de diamètre (Lyle, 1981; Hsueh et al., 2002a).
  • Deux tubes d’alliage : le premier de 2.25 cm de diamètre x 11.5cm de long, le deuxième de 1.0 cm de diamètre x 16 cm de long (Lyle, 1981; Hsueh et al., 2002a).
  • Une rondelle et un boulon ; qui est un type de vis avec son ancre (Lyle, 1981; Hsueh et al., 2002a).
  • Deux verres (Lyle, 1981; Hsueh et al., 2002a).
  • Une bille de 1.5 cm de diamètre (Lyle, 1981; Hsueh et al., 2002a).
  • Une bille de 6 mm de diamètre (Lyle, 1981; Hsueh et al., 2002a).
  • Un chronomètre (Wagenaar et al., 1990; Yozbatiran et al., 2008)
  • Papier et crayon pour l’évaluateur.

Formation :

Aucune typiquement rapportée.

Versions alternatives de l’Action Research Arm Test

Aucune.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • L’ARAT a été construit pour l’évaluation de la récupération de la fonction du membre supérieur suite à un dommage cérébral (Lyle, 1981).
  • Clients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé :

Lors de l’administration de l’ARAT avec des clients ayant une amputation de doigt, la sous-échelle de pince devrait être coté à 0 ainsi que toutes les tâches nécessitant le mouvement d’un membre amputé (Yozbatiran et al., 2008).

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Il n’y a aucune traduction officielle de l’ARAT.

Néanmoins, certaines publications évaluées par les pairs des Pays-Bas et de Taiwan ont utilisé l’ARAT comme mesure des résultats, ce qui peut indiquer que les instructions ont été traduites formellement dans d’autres langues (Hsieh et al., 1998; Hsueh et al., 2002a; Van der Lee et al., 2002).

Sommaire

Que mesure l’outil ? L’ARAT mesure les changements spécifiques à la fonction du membre supérieur chez les individus ayant subis des dommages cérébraux résultants en une hémiplégie.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? L’ARAT peut être utilisé avec, mais n’est pas limité aux clients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration 7 à 10 minutes en moyenne.
Versions Il n’y a aucune version alternative.
Langues Anglais. Il n’y a aucune traduction officielle.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Une étude a examiné la cohérence interne de l’ARAT et a relevé une excellente cohérence interne en utilisant l’alpha de Cronbach.

Test-retest :
Trois études ont examiné la fidélité test-retest de l’ARAT. Tous ont signalé une excellente fidélité test-retest en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI).

Intra-juge :
Quatre études ont examiné la fidélité intra-juge de l’ARAT et relevé une excellente fidélité intra-juge en utilisant la corrélation d’ordre de rang de Spearman, les CCI et le kappa pondéré.

Inter-juges :
Sept études ont examiné la fidélité inter-juges de l’ARAT et ont relevé une excellente fidélité inter-juges en utilisant la corrélation d’ordre de rang de Spearman, les CCI et le kappa pondéré.

Validité Critère :
Concourante :
Une étude a examiné la validité concourante de l’ARAT et relevé des corrélations allant d’adéquates à excellentes, en pré et en post-traitement, avec le Box and Block Test (BBT) et le Nine-Hole Peg Test (NHPT).

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

Construit :
Convergente :
Sept études ont examiné la validité convergente de l’ARAT et ont relevé d’excellentes corrélations entre l’ARAT et le Brunnstrom-Fugl-Meyer test ; la sous-échelle évaluant les membres supérieurs de la Motor Assessment scale ; le Motricity Index ; l’évaluation du mouvement des membres supérieurs de la Modified Motor Assessment Chart ; le BBT ; le sous-score évaluant la fonction motrice du Fugl-Meyer test ; la Hemispheric Stroke Scale ; la force du membre supérieure et la vitesse de préhension. Des corrélations adéquates ont également été relevées entre l’ARAT et le mouvement articulaire passif et la douleur articulaire du Fugl-Meyer test, la Mesure de l’indépendance fonctionnelle et la spasticité. De plus, de faibles corrélations ont été relevées entre l’ARAT et le score de sensation du Fugl-Meyer test, la Ashworth scale, l’indice modifié de Barthel, la National Institutes of Health Stroke Scale, la sensation de toucher léger et la douleur.

Effets plancher/plafond – Une étude a examiné les effets de plancher/plafond de l’ARAT auprès de clients en phase aiguë de récupération d’un AVC et a noté que, lors des premières phases de récupération de l’AVC, les effets du plancher se sont avérés faibles. À la fin de phase aiguë de récupération, les effets de plafond sur l’ARAT se sont avérés adéquats.
– Une étude a examiné les effets du plancher/plafond de l’ARAT auprès de patients ayant subi un AVC et présentant une hémiparésie légère à modérée et a relevé des effets de plancher et de plafond adéquats.
Sensibilité/spécificité Aucune étude n’a examiné la sensibilité ou la spécificité de l’ARAT.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Six études ont examiné la sensibilité au changement de l’ARAT et ont indiqué que l’ARAT a une Réponse moyenne standardisée allant de modérée à forte, une ampleur de l’effet allant de modérée à grande, et un grand ratio de sensibilité au changement, et est ainsi capable de détecter le changement chez les clients ayant subi un AVC.
Acceptabilité Lors de l’administration de l’ARAT avec des ayant une amputation d’extrémité, une attention particulière est requise lors de la cotation (i.e. – un score de 0 est donné).
Faisabilité L’administration est simple et rapide, mais requiert de l’équipement standardisé.
Comment obtenir l’outil ? Les informations sur l’ARAT peuvent être obtenues dans les études de Lyle (1981), Hsieh et al. (1998), Van der Lee et al. (2002), Rabadi & Rabadi (2006), et Yozbatiran et al. (2008) et sur le site internet : http://www.aratest.eu/Index_english.htm L’équipement standardisé peut être commandé du site internet suivant : http://www.aratest.eu/ ou from http://www.saliarehab.com/.

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques de l’ARAT auprès d’individus ayant subi un AVC. Douze études ont été identifiés et présentées dans ce module Info-AVC. Notons que l’ARAT semble avoir des effets planchers.

Effets plancher/plafond

Hsueh et Hsieh (2002b) ont examiné les effets de plancher/plafond de l’ARAT et de la Upper Extremity Motor Assessment Scale (Carr, Shepherd, Nordholm et Lynne, 1985) auprès de 48 clients en phase aiguë de récupération d’un AVC. Les participants ont été évalués à l’admission et lors du congé du service de réadaptation. À l’admission, le score total de l’ARAT a démontré un faible effet de plancher ; 52,1% des participants ayant obtenu un score de 0. Bien que toutes les sous-échelles aient été classées comme ayant un faible effet de plancher lors de la comparaison des sous-échelles de l’ARAT entre elles, 72,9% des participants ont été incapables d’effectuer le test de la sous-échelle évaluant la pince, 70,8% étaient incapables d’effectuer le test des deux sous-échelles évaluant l’acte de prendre et la préhension et 52,1% étaient incapables d’effectuer le test de la sous-échelle évaluant les mouvements grossiers. Lors du congé, le score total de l’ARAT a démontré un effet plafond adéquat avec seulement 7% des participants ayant obtenu la valeur maximale. Lors de l’analyse individuelle des sous-échelles de l’ARAT, la sous-échelle évaluant les mouvements grossiers présentait l’effet de plafond le plus faible, 29,2% des participants ayant obtenu la note maximale, suivis de la sous-échelle évaluant l’acte de prendre avec 27% des participants ayant obtenu la note maximale. Les sous-échelles évaluant la préhension et la pince ont obtenu la meilleure classification, avec un effet de plafond adéquat, respectivement de 18,8% et de 16,7%.

Comparé au score de l’ARAT lors de l’admission, la Upper Extremity Motor Assessment Scale avait 58% des participants ayant obtenu la valeur minimale, ce qui indique un faible effet plancher. Cependant, au moment du congé, la Upper Extremity Motor Assessment Scale a démontré un effet de plafond plus adéquat que l’ARAT, avec seulement 4,3% des participants obtenant la note maximale.

Nijland et al. (2010) ont examiné les propriétés psychométriques de l’ARAT et du Wolf Motor Function Test auprès de 40 patients ayant subi un AVC et présentant de l’hémiparésie légère à modérée. L’ARAT a démontré des effets de plancher et de plafond adéquats, seuls 12,5 à 17% des patients obtenant les scores les plus bas ou les plus élevés.

Fidélité

Cohérence interne :
Nijland et al. (2010) ont étudié la cohérence interne de l’ARAT auprès de 40 patients ayant subi un AVC et présentant de l’hémiparésie légère à modérée. La cohérence interne de l’ARAT, telle que calculée en utilisant les coefficients alpha de Cronbach, était excellente (α = 0,98).

Test-retest :
Note : D’après les descriptions fournies dans les études suivantes, il semble que certains auteurs ont appelé la même analyse l’épreuve de fidélité test-retest, tandis que d’autres l’ont appelé la fidélité intra-juge.

Lyle (1981) a examiné la fidélité test-retest auprès de 20 individus ayant subi des lésions corticales, soit à la suite d’un AVC, soit à la suite d’une lésion cérébrale traumatique. L’âge moyen des participants était de 53 ans, allant de 26 à 72 ans. Les participants ont été évalués à deux reprises à un intervalle d’une semaine par le même évaluateur et dans les mêmes conditions. La fidélité test-retest, calculée à l’aide de la corrélation de Pearson, était excellente (r = 0,98).

Hsueh, Lee et Hsieh (2002a) ont évalué la fidélité test-retest de l’ARAT (à l’aide d’une table ordinaire au lieu de la table spécialement conçu pour ce test) auprès de 61 individus en phase subaiguë de récupération d’un AVC et un âge moyen de 63 ans. Les participants ont été évalués à deux reprises à un intervalle de deux jours par le même évaluateur. La fidélité test-retest, calculée à l’aide des coefficients de corrélation intraclasse (CCI), était excellente pour le score total de l’ARAT (CCI = 0,99), ainsi que pour les sous-échelles évaluant l’acte de prendre, la préhension, la pince et les mouvements grossiers (respectivement CCI = 0,99, 0,98, 0,96 et 0,95).

Platz, Pinkowski, van Wijck, Kim, di Bella et Johnson (2005) ont estimé la fidélité test-retest de l’ARAT, du Box and Block Test (Cromwell, 1965, Mathiowetz, Volland, Kashman et Weber, 1985a), et des sous-échelles évaluant le Membre supérieur du Fugl-Meyer Test (y compris les sous-échelles évaluant la Fonction motrice, la Sensation, l’Amplitude articulaire passive et la douleur articulaire – Fugl-Meyer, Jääskö, Leyman, Olsson et Steglind, 1975) auprès de 23 participants atteints de parésie du membre supérieur suite à un AVC, de la sclérose en plaques ou une lésion cérébrale traumatique. Le bras le plus affecté des participants a été évalué à deux reprises à un intervalle d’une semaine par le même évaluateur. La fidélité test-retest du score total de l’ARAT, calculé à l’aide des coefficients de corrélation intraclasse (CCI) et de la corrélation d’ordre de rang de Spearman, était excellente (CCI = 0,96 et rho = 0,96). De plus, la fidélité test-retest pour chacune des sous-échelle étaient toutes excellentes : acte de prendre (CCI = 0,94 et rho = 0,96), préhension (CCI = 0,94 et rho = 0,95), pince (CCI = 0,89 et rho = 0,89) et mouvements grossiers (CCI = 0,97 et rho = 0,97).
Note : Ces résultats s’appliquent uniquement au membre supérieur le plus affecté.

Intra-juge :
Wagenaar, Meijer, Van Wierinen, Kuik, Hazenberg, Lindeboom, Wichers et Rijswijk (1990) ont évalué la fidélité intra-juge auprès de 7 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. Le délai des évaluations n’a pas été documenté par les auteurs. La fidélité intra-juge, calculée à l’aide de la corrélation d’ordre de rang de Spearman, était excellente (rho = 0,99).

Van der Lee, DeGroot, Beckerman, Wagenaar, Lankhorst et Bouter (2001a) ont estimé la fidélité intra-juge auprès de 20 patients en phase chronique de récupération d’un AVC et un âge médian de 62 ans. Les participants ont été évalués par le même évaluateur à trois moments différents. Lors de l’évaluation au départ de l’étude, les participants ont été filmés. La deuxième évaluation s’est effectuée de 4 à 27 mois après la première évaluation, et l’évaluation finale s’est effectuée de 4 à 6 semaines plus tard. La cotation des deux dernières évaluations était basée sur l’enregistrement vidéo enregistré au départ de l’étude. Les résultats de la fidélité intra-juge ont été analysés entre les deux premières évaluations, où les sources de cotation étaient différentes (en direct vs sur bande vidéo) et entre les deux dernières évaluations, où les sources de cotation étaient les mêmes (bande vidéo seulement). La fidélité intra-juge, calculée à l’aide des coefficients de corrélation intraclasse (CCI) et de la corrélation d’ordre de rang de Spearman, était excellente (CCI = 0,99 et rho = 0,99), indépendamment des sources de cotation. La fidélité intra-juge, calculée à l’aide du kappa pondéré, était également excellente : la cotation avec la même source d’information donnait un kappa = 1,00 contre seulement un kappa légèrement plus faible pour leux sources de cotation différentes (kappa = 0,94). La sous-échelle évaluant les mouvements grossiers a démontré la plus faible valeur kappa pondérée (kappa = 0,83), ce qui suggère que cette sous-échelle a le niveau d’accord le plus bas.

Yozbatiran, Der-Yeghiaian et Cramer (2008) ont examiné la fidélité intra-juger auprès de 8 clients en phase chronique de récupération d’un AVC. Les participants ont été réévalués par le même évaluateur et dans les mêmes conditions à un intervalle d’une semaine. La fidélité intra-juge pour le score total, telle que calculée à l’aide des coefficients de corrélation intraclasse (CCI) et de la corrélation d’ordre de rang de Spearman, était excellente (CCI = 0,99 et rho = 0,99). De plus, le même excellent niveau de fidélité intra-juge a été noté pour les sous-échelles évaluant l’acte de prendre, la préhension, la pince et les mouvements grossiers (respectivement, CCI = 0,98 et rho = 0,93 ; CCI = 0,97 et rho = 0,93 ; CCI = 0,99 et rho = 0,98 ; CCI = 0,93 et rho = 0,91).

Nijland et al. (2010) ont étudié les propriétés psychométriques de l’ARAT et du Wolf Motor Function Test auprès de 40 patients ayant subi un AVC et présentant de l’hémiparésie légère à modérée. Dix-huit patients ont participé aux tests de reproductibilité de l’ARAT et ont été évalués à deux reprises par le même évaluateur à environ 10 jours d’intervalle. La fidélité intra-juge, telle qu’analysée à l’aide des coefficients de corrélation intraclasse (CCI), s’est avérée excellente (CCI = 0,97).

Inter-juges :
Lyle (1981) a examiné la fidélité inter-juges auprès de 20 individus ayant subi des lésions corticales, que ce soit à la suite d’un AVC ou d’une lésion cérébrale traumatique. L’âge moyen des participants était de 53 ans, allant de 26 à 72 ans. Les participants ont été évalués individuellement par deux évaluateurs différents. L’accord entre les évaluateurs, calculé à l’aide des corrélations de Pearson, était excellent (r = 0,99).

Hsieh, Hsueh, Chiang et Lin (1998) ont évalué la fidélité inter-juges auprès de 50 clients ayant subi un AVC. L’âge moyen des participants était de 65 ans. Les participants ont été évalués individuellement, sur trois jours différents, par trois évaluateurs. Les CCI pour le score total a démontré un excellent accord (CCI = 0,98). L’accord entre les évaluateurs était également excellent pour les sous-échelles évaluant l’acte de prendre, la préhension, la pince et les mouvements grossiers (respectivement, CCI = 0,98, CCI = 0,96, CCI = 0,96 et CCI = 0,95).

Van der Lee et al. (2001a) ont évalué la fidélité inter-juges auprès de 20 patients en phase chronique de récupération d’un AVC et un âge médian de 62 ans. Les participants ont été filmés et notés indépendamment par deux évaluateurs. La fidélité inter-juges, telle que calculée à l’aide des coefficients de corrélation intraclasse (CCI), le kappa pondéré et la corrélation d’ordre de rang de Spearman, était excellente (CCI = 0,98, kappa = 0,93, rho = 0,99). En ce qui concerne les sous-échelles, la sous-échelle évaluant les mouvements grossiers avait la plus faible valeur kappa pondérée (kappa = 0,87), ce qui suggère que cette sous-échelle a l’accord le plus faible entre les évaluateurs.

Hsueh, Lee et Hsieh (2002a) ont évalué la fidélité inter-juges de l’ARAT (avec une table ordinaire au lieu du tableau spécialement conçu pour ce test) auprès de 61 individus en phase subaiguë de récupération d’un AVC et un âge moyen de 63 ans. Les participants ont été évalués à deux reprises à un intervalle de deux jours par trois évaluateurs différents. Les CCI pour le score total a démontré un excellent accord (CCI = 0,99) ainsi que pour les sous-échelles évaluant l’acte de prendre, la préhension, la pince et les mouvements grossiers (respectivement, CCI = 0,99, CCI = 0,98, CCI = 0,96 et CCI = 0,94).

Platz et al. (2005) ont analysé la fidélité inter-juges de l’ARAT, du Box and Block Test et des sous-échelles évaluant le Membre supérieur du Fugl-Meyer Test (y compris les sous-échelles évaluant la Fonction motrice, la Sensation, l’Amplitude articulaire passive et la douleur articulaire) auprès de 23 participants atteints de parésie du membre supérieur suite à un AVC, de la sclérose en plaques ou une lésion cérébrale traumatique. L’évaluation du bras le plus affecté des participants a été enregistrée sur bande vidéo et a été notée individuellement par deux évaluateurs. La fidélité inter-juges pour le score total de l’ARAT, telle que calculée à l’aide des coefficients de corrélation intraclasse (CCI) et de la corrélation d’ordre de rang de Spearman, était excellente (CCI = 0,99 et rho = 0,99). De plus, les scores pour chacune des sous-échelles de l’ARAT ont démontré d’excellents résultats de fidélité inter-juges : CCI = 0,99 et rho = 0,99 pour l’acte de prendre ; CCI = 0,96 et rho = 0,95 pour la préhension ; CCI = 0,99 et rho = 0,99 pour la pince et CCI = 0,98 et rho = 0,98 pour l’évaluation des mouvements grossiers.
Note : Ces résultats s’appliquent uniquement au membre supérieur le plus affecté.

Yozbatiran et al. (2008) ont évalué la fidélité inter-juges auprès de 9 clients en phase chronique de récupération d’un AVC. Les participants ont été évalués simultanément et individuellement par deux évaluateurs. La fidélité inter-juges pour le score total, telle que calculée à l’aide des coefficients de corrélation intraclasse (CCI) et de la corrélation d’ordre de rang de Spearman, était excellente (CCI = 0,99 et rho = 0,96). Le même excellent niveau de fidélité inter-juges a été noté pour les sous-échelles évaluant l’acte de prendre, la préhension, la pince et les mouvements grossiers (respectivement, CCI = 0,99 et rho = 1 ; CCI = 0,99 et rho = 0,99 ; CCI = 0,99 et rho = 0,98 ; CCI = 0,97 et rho = 0,93).

Nijland et al. (2010) ont examiné les propriétés psychométriques de l’ARAT et du Wolf Motor Function Test auprès de 40 patients ayant subi un AVC et présentant de l’hémiparésie légère à modérée. Dix-huit patients ont participé aux tests de reproductibilité de l’ARAT et ont été évalués dans un ordre aléatoire par deux observateurs, en une semaine. La fidélité inter-juges, telle qu’analysée à l’aide du CCI, s’est avérée excellente (CCI = 0,92).

Validité

Contenu :

Lyle, 1981 a conçu les 19 items de l’ARAT à partir des 33 items du Upper Extremity Function Test (UEFT – Caroll, 1965). La réduction d’item a été basée sur une faible corrélation inter-item, sur la redondance des items, confirmé par une très forte corrélation entre les items (au-dessus de r = 0,9) et sur les items qui sont extrêmement difficile à réaliser. Toutefois, les items de l’ARAT ne sont pas fondés sur un modèle théoriques (Finch, Brooks, Stratford, & Mayo, 2002).

Critère :

Concourante :
Aucun étalon de mesure n’existe pour comparer l’ARAT.

Lin, Chuang, Wu, Hsieh et Chang (2010) ont comparé la validité concourante de l’ARAT, du Box and Block Test (BBT) et du Nine-Hole Peg Test (NHPT) pour l’évaluation de la dextérité manuelle auprès de 59 patients. L’évaluation du Fugl-Meyer Assessment of Sensorimotor Recovery After Stroke (FMA), du Motor Activity Log (MAL) et de la Stroke Impact Scale (SIS) a également été administrée pour évaluer la validité concourante de l’ARAT, du BBT et du NHPT. Utilisant la corrélation d’ordre de rang de Spearman, l’ARAT, le BBT et le NHPT ont démontré des corrélations allant d’adéquates à excellentes lors du pré-traitement (rho allant de 0,55 à -0,80) et du post-traitement (rho allant de -0,57 à -0,71). En outre, l’ARAT et la BBT se sont avérés avoir des corrélations adéquates avec les FMA, le MAL et la SIS (rho allant de 0,31-59) ; cependant, la corrélation entre la NHPT et la FMA et la MAL allait de faible à adéquate (rho allant de -0,16 à -0,33) ; et des corrélations allant d’adéquates à excellentes avec la SIS (rho allant de -0,58 à -0,66). Lorsque l’on considère à la fois les résultats de la sensibilité au changement et des éléments de validation de l’étude, l’ARAT et la BBT sont considérés comme plus appropriés que la NHPT pour évaluer la dextérité.

Prédictive :
Aucune étude n’a examiné la valeur prédictive de l’ARAT.

Construit :

Convergente / Discriminante :
DeWeerdt et Harrison (1985) ont évalué la validité convergente de l’ARAT en la comparant à celle du Fugl-Meyer test (Fugl-Meyer et al., 1975) auprès de 53 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. L’âge moyen des participants était de 68 ans. Les corrélations ont été calculées à deux reprises après l’AVC en utilisant la corrélation d’ordre de rang de Spearman. D’excellentes corrélations ont été relevées entre l’ARAT et le Fugl-Meyer test à 2 mois (rho = 0,91) et à 8 mois (rho = 0,94) après l’AVC.

Wagenaar, Meijer, Van Wierinen, Kuik, Hazenberg, Lindeboom, Wichers et Rijswijk (1990) ont évalué la validité convergente de l’ARAT en la comparant à celle du Sollerman test (Jacobson-Sollerman & Sperling, 1977auprès de 7 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. Une excellente corrélation, calculée à l’aide de la corrélation d’ordre de rang de Spearman, a été notée (rho = 0,94).
Note : Le Sollerman test mesure la fonction de préhension manuelle en utilisant 20 Activités de la vie quotidienne nécessitant des mouvements de la main.

Hsieh et al. (1998) ont évalué la validité convergente de l’ARAT en la comparant à celle de la partie de la Motor Assessment Scale qui évalue le Membre supérieur (Carr et al., 1985) ; à la sous-échelle évaluant le Bras du Motricity Index (Demeurisse, Demol, & obaye, 1980) ; et à l’évaluation des Mouvements du membre supérieur de la Modified Motor Assessment Chart (Lindmark et Hamrin, 1988) auprès de 50 clients ayant subi un AVC. L’âge moyen des participants était de 65 ans. Les corrélations ont été calculées en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson. D’excellentes corrélations excellentes ont été relevées entre l’ARAT et la partie Extrémité supérieure de l’échelle d’évaluation motrice (r = 0,96), le Motricity Index (r = 0,87) et à l’évaluation des Mouvements du membre supérieur de la Modified Motor Assessment Chart (r = 0,94).

Platz et al. (2005) ont testé la validité convergente de l’ARAT en la comparant à celle du Box and Block Test (Cromwell, 1965 ; Mathiowetz et al., 1985a) ; des sous-échelles évaluant le Membre supérieur du Fugl-Meyer Test (y compris les sous-échelles évaluant la Fonction motrice, la Sensation, l’Amplitude articulaire passive et la douleur articulaire – Fugl-Meyer et al., 1975) ; du Motricity Index (Demeurisse et al., 1980) ; de la Ashworth Scale (Ashworth, 1964) ; de la Hemispheric Stroke Scale (Adams, Meador, Sethi, Grotta, & Thomson, 1986) ; et de l’Indice modifié de Barthel (Collin, Wade, Davies, & Horne, 1988) auprès de 56 participants atteints de parésie des membres supérieurs, suite à un AVC (n = 37), à cause d’une sclérose en plaques (n = 14) ou d’une lésion cérébrale traumatique (n = 5). Les corrélations ont été calculées en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson. D’excellentes corrélations ont été relevées entre l’ARAT et le Box and Block Test (rho = 0,95), la sous-échelle évaluant la Fonction motrice du Fugl-Meyer Test (rho = 0,92), le Motricity Index (rho = 0,81) et de la Hemispheric Stroke Scale (rho = – 0,66). Des corrélations adéquates ont été notées entre l’ARAT et les sous-échelles évaluant la l’Amplitude articulaire passive et la douleur articulaire du Fugl-Meyer Test (rho = 0,42). De faibles corrélations ont été notées entre l’ARAT et la sous-échelle évaluant la Sensation du Fugl-Meyer Test (rho = 0,29), la Ashworth Scale (rho = -0,29) et l’Indice modifié de Barthel (rho = 0,04).
Note : Des corrélations négatives sont observées car un score élevé sur l’ARAT indique une performance normale, tandis qu’un score faible sur la Hemispheric Stroke Scale et la Ashworth Scale indique une performance normale.

Lang, Wagner, Dromerick et Edwards (2006) ont évalué la validité convergente de l’ARAT auprès de 50 individus en phase aiguë ou subaiguë de récupération d’un AVC, âge moyen de 63 ans, participant à une Unité de soins aigus en neurologie. Les patients ont été évalué à trois reprises : lors de l’admission (jour 0) ; après l’intervention (jour 14) ; et 90 jours après l’AVC (jour 90). L’ARAT a été comparé aux mesures des déficits sensorimoteurs (p. ex. sensation de toucher léger, douleur, spasticité articulaire du coude, force du membre supérieur) ; aux mesures cinématiques (p. ex. mouvement d’atteindre et acte de prendre – Keith, Granger, Hamilton, & Sherwin, 1987) ; au score de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF – Keith, Granger, Hamilton, & Sherwin, 1987), et au score de la National Institutes of Health Stroke Scale (NIHSS – Brott, Adams, Olinger, Marler, Barsan, Biller, et al., 1989). Au jour 0, d’excellentes corrélations ont été relevées entre l’ARAT et la force du membre supérieur (r = 0,60), et avec la vitesse de l’acte de prendre (r = 0,60). Des corrélations adéquates ont été notées entre l’ARAT et l’efficacité de l’acte de prendre (r = 0,42) ; l’efficacité du mouvement d’atteindre (r = -0,38) ; la vitesse du mouvement d’atteindre (r = 0,40) ; et le score de la sous-échelle évaluant le Membre supérieur de la MIF (r = 0,38). De faibles corrélations ont été notées entre l’ARAT et le NIHSS (r = -0,15) ; la sensation de toucher léger (r = 0,15) ; la douleur (r = 0,10) ; la spasticité de l’articulation du coude (r = -0,28) ; et le score de la sous-échelle évaluant le Membre supérieur de la MIF (r = 0,20). Au jour 14, d’excellentes corrélations ont été trouvées entre l’ARAT et l’efficacité de l’acte de prendre (r = 0,60) et le score de la sous-échelle évaluant le Membre supérieur de la MIF (r = 0,62). Des corrélations adéquates ont été notées entre l’ARAT et la spasticité au coude (r = 0,49) ; la force du membre supérieur (r = 0,42) ; l’efficacité du mouvement d’atteindre (r = -0,58) ; la vitesse de l’acte de prendre (r = 0,36) et le score total de la MIF (r = 0,52). De faibles corrélations ont été notées entre l’ARAT et le NIHSS (r = -0,24) ; la sensation de toucher léger (r = -0,20) ; et la douleur (r = -0,12). Au jour 90, d’excellentes corrélations ont été notées entre l’ARAT et la force du membre supérieur (r = 0,60). Des corrélations adéquates ont été notées entre l’ARAT et la spasticité du coude (r = -0,42), l’efficacité du mouvement d’atteindre (r = -0,42) ; la vitesse du mouvement d’atteindre (r = 0,50), l’efficacité de l’acte de prendre (r = -0,48) ; la vitesse de l’acte de prendre (r = 0,38) ; le score de la sous-échelle évaluant le Membre supérieur de la MIF (r = 0,42) ; et le score total de la MIF (r = 0,40). De faibles corrélations ont été notées entre l’ARAT et le NIHSS (r = -0.29) ; la sensation de toucher léger (r = 0.00) ; et la douleur (r = 0.22). En résumé, d’après les résultats de cette étude, il semble que les scores du NIHSS, la sensation de toucher léger et la douleur ne semblent pas corréler avec les scores l’ARAT. La relation entre les scores de l’ARAT et ceux de la MIF est plus forte au début de la période de récupération d’un AVC, et se stabilise au quatre-vingt-dixième jour.

Rabadi et Rabadi (2006) ont examiné la validité convergente de l’ARAT en la comparant à celle du Fugl-Meyer Assessment (Fugl-Meyer et al., 1975) auprès de 104 patients ayant subi un AVC, lors de l’admission et au moment du congé d’une unité de soins aigus de réadaptation. L’âge moyen des patients était de 72 ans. La corrélation entre ARAT et le Fugl-Meyer Assessment était excellente à la fois lors de l’admission (rho = 0,77) et au moment du congé (rho = 0,87).

Yozbatiran et al. (2008) ont estimé la validité convergente de l’ARAT en la comparant au score évaluant la Motricité du bras du Fugl-Meyer Assessment (Fugl-Meyer et al., 1975) auprès de 12 patients en phase chronique de récupération d’un AVC (âge moyen de 61 ans). Une excellente corrélation (r = 0,94) a été relevée entre le score de l’ARAT et celui évaluant la Motricité du bras du Fugl-Meyer Assessment.

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

Sensibilité au changement

Van der Lee, Beckerman, Lankhorst et Bouter (2001b) ont évalué la sensibilité au changement de l’ARAT et du Fugl-Meyer Assessment (Fugl-Meyer et al., 1975) auprès de 22 patients en phase chronique de récupération d’un AVC, âge moyen de 58 ans, recevant une thérapie par utilisation forcée. Les participants ont été évalués deux semaines avant et deux semaines après le traitement. Un ratio de sensibilité au changement a été calculé. Comparé au Fugl-Meyer Assessment, l’ARAT avait un plus grand ratio de sensibilité (2,03 pour l’ARAT contre 0,41 pour le Fugl-Meyer) ce qui suggère que l’ARAT est plus sensible à la détection du changement.
Note : Le ratio de sensibilité au changement est une variante de l’ampleur de l’effet ; des valeurs plus élevées indiquent une meilleure sensibilité.

Van der Lee, Roorda, Beckerman et Lankhorst (2002) ont estimé la sensibilité au changement d’une version modifiée de l’ARAT auprès de 63 participants en phase chronique de récupération d’un AVC. Dans cette étude, les chercheurs n’ont pas suivi les instructions standardisées de Lyle. Au lieu de cela, ils ont administré les 19 items de l’ARAT pour vérifier tout effet possible de ce format sur ses propriétés psychométriques. Un ratio de sensibilité au changement a été calculé. Comparativement à la version standard proposée par Lyle, l’administration des 19 items a permis d’améliorer la sensibilité au changement de la mesure, avec un ratio de sensibilité de 1,7 comparé à 1,2 avec la version de Lyle.
Note : Le ratio de sensibilité au changement peut être considéré comme une estimation de l’ampleur de l’effet normalisée de la variabilité pour une population stable ; des valeurs plus élevées indiquent une meilleure sensibilité.

Hsueh et al. (2002b) ont analysé la sensibilité au changement de l’ARAT et de la section évaluant le membre supérieur de la Motor Assessment Scale (Carr et al., 1985) auprès de 48 participants en phase aiguë de récupération d’un AVC et ayant un âge moyen de 62 ans. Les participants ont été évalués à deux moments : lors de l’admission et au moment du congé du centre de réadaptation en soins aigus. Le score total ARAT a démontré une ampleur de l’effet modérée de 0,52, tandis que le score total de la Motor Assessment Scale a démontré une petite ampleur de l’effet de 0,45.

Lang et al. (2006) ont examiné la sensibilité au changement de l’ARAT auprès de 50 participants en phase aiguë ou subaiguë de récupération d’un AVC, ayant un âge moyen de 63 ans et recevant une thérapie du mouvement par contrainte induite (TMCI). Les évaluations ont été effectuées à trois moments : au départ de l’étude, immédiatement après le traitement et 2,5 mois après le traitement. L’ampleur de l’effet et les ratios de sensibilité au changement ont été calculés. Le score total de l’ARAT total et les score aux sous-échelles lors de la première évaluation de suivi étaient similaires, avec des ampleurs de l’effet allant de modérées à grandes (score total ARAT = 1,01, sous-échelle évaluant l’acte de prendre = 1,04, sous-échelle évaluant la pince = 0,85, sous-échelle évaluant la préhension = 1,01 et sous-échelle évaluant les mouvements grossiers = 0,72). La deuxième évaluation de suivi a démontré des ampleurs de l’effet élevées, avec des valeurs individuelles plus élevées que celles de la première évaluation (score total = 1,39, acte de prendre = 1,22, pince = 1,49, préhension = 1,32 et mouvements grossiers = 0,98). Le ratio de sensibilité au changement pour le score total ARAT lors de la première évaluation de suivi était de 5,2 et à la seconde était de 7,0. Ces deux estimations de la sensibilité suggèrent que l’ARAT est un outil sensible pour détecter le changement, même des mois après la survenue de l’AVC.
Note : Le ratio de sensibilité au changement est une variante de l’ampleur de l’effet ; des valeurs plus élevées indiquent une meilleure sensibilité.

Rabadi et Rabadi (2008) ont évalué la sensibilité au changement de l’ARAT et Fugl-Meyer Assessment (Fugl-Meyer et al., 1975) auprès de 104 participants en phase aiguë de récupération d’un AVC, ayant un âge moyen de 72 ans, hospitalisés dans une unité de réadaptation. Les participants ont été évalués lors de l’admission et au moment du congé de l’Unité de soins aigus. La Réponse moyenne standardisée (RMS) a été utilisé pour calculer la sensibilité au changement. Lors de l’évaluation du membre supérieur, l’ARAT était moins sensible que Fugl-Meyer Assessment (respectivement, RMS = 0,68 et 0,74). Cependant, étant donné que la différence entre les RMS pour ces deux mesures était minime, ces tests peuvent être considérés comme tout aussi sensibles au changement pendant la phase aiguë de réadaptation en milieu hospitalier. Ce résultat est contraire à celui présenté par Van der Lee et al. (2002). Les raisons de cette différence entre les deux études peuvent être due à la différence au niveau de l’âge de la population et de la gravité de l’AVC.
Note : La RMS est une variante de l’ampleur de l’effet, des valeurs plus élevées indiquent une meilleure sensibilité.

Lin, Chuang, Wu, Hsieh et Chang (2010) ont examiné la sensibilité au changement de l’ARAT, du Box et Block Test (BBT) et du Nine-Hole Peg Test (NHPT) pour évaluer la dextérité manuelle auprès de 59 patients en phase subaiguë de récupération d’un AVC (<6- mois) et un stade de Brunnstrom de IV à VI pour la fonction proximal et distal du membre supérieur. Les patients ont été assignées aléatoirement pour recevoir une thérapie par contrainte induite, un entraînement bilatéral au bras ou une intervention témoin et ont reçu 2 heures de thérapie, 5 jours par semaine pendant 3 semaines. Les évaluations ont été effectuées au départ et à 3 semaines. En utilisant la Réponse moyenne standardisée (RMS) pour calculer la sensibilité au changement, l’ARAT, le BBT et le NHPT ont tous obtenus des RMS modérés (respectivement, 0,79, 0,74, 0,64), indiquant une sensibilité pour détecter le changement de la dextérité mannuelle. Lorsque l’on considère à la fois les résultats de la sensibilité au changement et les éléments de validation de l’étude, l’ARAT et la BBT sont considérés comme plus appropriés que la NHPT pour évaluer la dextérité.

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Voir la mesure

Comment obtenir l’Action Research Arm Test:

Les informations sur l’ARAT peuvent être obtenues dans les études de Lyle (1981), Hsieh et al. (1998), Van der Lee et al. (2002), Rabadi & Rabadi (2006), et Yozbatiran et al. (2008) et sur le site internet : http://www.aratest.eu/Index_english.htm. L’équipement standardisé peut être commandé du site internet suivant :http://www.aratest.eu/ ou sur http://www.saliarehab.com/.

Table des matières

Box and Block Test (BBT)

Évidence révisées en date du 09-06-2011
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 : Alexandra Matteau

But

Le Box and Block Test (BBT) mesure la dextérité manuelle grossière unilatérale. C’est un test rapide, simple et abordable. Il peut être utilisé avec un large éventail de populations, incluant les clients ayant subi un AVC.

Revue détaillée

But de la mesure

Le Box and Block Test (BBT) mesure la dextérité manuelle grossière unilatérale. C’est un test rapide, simple et abordable. Il peut être utilisé avec un large éventail de populations, incluant les clients ayant subi un AVC.

Versions disponibles

La version originale du BBT a été développée en 1957 par Jean Hyres et Patricia Buhler. La version a été modifiée pour la version actuelle par E. Fuchs et P. Buhler (Cromwell, 1976). En 1985, des données normatives sur le BBT ont été établies par Mathiowetz, Volland, Kashman et Weber.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Le BBT est composé d’une boîte en bois divisé en deux compartiments par une cloison et 150 blocs. L’administration du BBT consiste à demander au client de bouger, un par un, un nombre maximum de blocs d’un compartiment de la boîte à l’autre de taille égale pendant 60 secondes. La boîte devrait être orientée dans le sens de la longueur et placée à la ligne médiane du client avec le compartiment contenant les blocs orientés devant la main qui est testé. Afin de pratiquer et d’enregistrer des scores de références, le test devrait débuter par le membre supérieur non-affecté. De plus, une période d’essai de 15 secondes est permise au début de chaque côté. Avant l’essai, après que les instructions standardisées ont été données aux clients, ils doivent être avisés que le bout de leurs doigts doit traverser la cloison lors du transfert des blocs et qu’ils n’ont pas besoin de ramasser les blocs qui pourraient tombés en dehors de la boîte. (Mathiowetz, Volland, Kashman, & Weber, 1985-1).

Cotation :

Les clients sont cotés selon le nombre de blocs transférés d’un compartiment à l’autre en 60 secondes (Mathiowetz et al., 1985-1). Un score élevé indique une meilleure dextérité manuelle. Durant la performance du BBT, l’évaluateur doit surveiller que le bout des doigts du client traverse la cloison. Les blocs doivent être comptés seulement lorsque cette condition est respectée. De plus, si deux blocs sont transférés en même temps, seulement un bloc sera compté. Les blocs qui tombent à l’extérieur de la boîte, après avoir traversé la cloison, même s’ils ne se sont pas rendus dans l’autre compartiment, doivent être comptés.

Mathiowetz et al. (1985-1) ont noté que les hommes adultes en bonne santé, âgés entre 20 et 80 ans, transfèrent une moyenne de 78 blocs (ÉT±10.4) avec la main droite et de 76 blocs (ÉT±9.5) avec la main gauche. Les scores pour une femme normale en bonne santé, âgée de 60 ans et plus, sont situés entre 63 et 76 blocs. Les scores du BBT et l’âge sont inversement corrélés, ce qui signifie que la moyenne des scores du BBT diminue avec l’avancement de l’âge.

Durée :

Le BBT prend entre 2 et 5 minutes pour être administré (Finch, Brooks, Stratford, & Mayo, 2002; Mathiowetz et al., 1985-1).

Sous-échelles :

Aucune.

Équipement :

L’équipement standardisé consiste en :

  • Une boite en bois d’une dimension de 53.7 cm x 25.4 cm x 8.5 cm. La cloison doit être placée dans le milieu de la boite, divisant en deux compartiments de 25.4 cm chaque (Mathiowetz et al., 1985-1).
  • 150 cubes de bois d’une taille de 2,5 cm.
  • Un chronomètre.

Formation :

Aucune typiquement documentée.

Versions alternatives du Box and Block Test

Aucune.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Clients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé auprès de :

  • Le BBT ne peut pas être utilisé avec les clients qui ont de graves déficiences aux membres supérieures.
  • Le BBT ne peut pas être utilisé avec les clients ayant un déficit cognitif sévère.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Il n’y a pas de traduction officielle du BBT. Les instructions spécifiques fournies au client sont en anglais. Les cliniciens et chercheurs peuvent utiliser des traductions « locales » des instructions comme cela a été démontré par des publications révisées par des pairs de la Suisse, du Canada français, de l’Italie et de l’Allemagne qui ont utilisé le BBT comme une mesure de résultats. (Broeren, Rydmark, Bjorkdahl, & Sunnerhagen, 2007; Dannenbaun, Michalsen, Desrosiers, & Levin, 2002; Mercier & Bourbonnais, 2004; Platz, Pinkowski, Kim, di Bella, & Johnson, 2005; Schneider, Schonle, Altenmuller, & Munte, 2007).

Sommaire

Que mesure l’outil ? Dextérité manuelle grossière unilatérale.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Le BBT peut être utilisé avec des clients ayant subi un AVC, mais n’est pas limité à cette clientèle.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration De 2 à 5 minutes.
Versions Il n’y a pas de versions alternatives.
Langues Il n’y a pas de traduction officielle.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du BBT.

Test-retest :
Deux études ont examiné la fidélité test-retest du BBT. Les deux ont relevé une excellente fidélité test-retest en utilisant les CCI.

Inter-juges :
Deux études ont examiné la fidélité inter-juges du BBT et ont relevé une excellente fidélité inter-juges à l’aide de coefficients de corrélation et des CCI. Une étude a utilisé la corrélation de Pearson et l’autre, des CCI et le rho de Spearman.

Validité Critère :
Concourante :
Une étude a examiné la validité concourante du BBT et a relevé des corrélations allant d’adéquates à excellentes avec l’Action Research Arm Test (ARAT) et le Nine-Hole Peg Test (NHPT) en pré et post-traitement.

Prédictive :
Une étude a examiné la validité prédictive du BBT et a indiqué que le test, comparé au NHPT, au Frenchay Arm Test, à la force de préhension et à la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM), s’est avéré être un meilleur prédicteur de la fonction du membre supérieur 5 semaines après un AVC.

Construit :
Convergente :
Trois études ont examiné la validité convergente du BBT et ont relevé d’excellentes corrélations entre le BBT et le Minnesota Rate of Manipulation Test, l’ARAT, l’Hemispheric Stroke Scale et la sous-échelle Fonction motrice de la Fugl-Meyer Assessment (FMA). Des corrélations adéquates ont été relevées entre le BBT et le SMAF, l’Ashworth scale et les sous-échelles évaluant les mouvements articulaires passifs et les douleurs articulaires de la FMA. De faibles corrélations ont été relevées entre le BBT et la sous-échelle Sensation de la FMA et l’Indice modifié de Barthel.

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a évalué les effets plancher/plafond du BBT
Sensibilité/spécificité Aucune étude n’a évalué la sensibilité/spécificité du BBT
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Deux études ont examiné la sensibilité au changement du BBT et ont relevé que le test a une Réponse moyenne normalisée allant de modérée à large, indiquant qu’il est sensible au changement auprès de patients ayant subi un AVC.
Acceptabilité Le BBT ne devrait pas être utilisé avec les clients qui ont de graves déficiences aux membres supérieurs et ayant un déficit cognitif sévère.
Faisabilité L’administration du BBT est rapide et simple, mais requiert toutefois de l’équipement standardisé.
Comment obtenir l’outil ?

Les instructions du BBT peuvent être obtenues dans l’étude par Mathiowetz et al. (1985).
L’équipement standardisé peut être obtenu à ce site internet :

http://www.sammonspreston.com/Supply/Product.asp?Leaf_Id=7531

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du BBT auprès d’individus en bonne santé et d’individus ayant subi un AVC ; quatre études ont été identifiées. Le BBT semble sensible et approprié pour une clientèle ayant subi un AVC.

Effets Plancher/Plafond

Aucune étude n’a évalué les effets plancher/plafond du BBT.

Fidélité

Test-retest :
Desrosiers, Bravo, Hebert, Dutil et Mercier (1994) ont examiné la fidélité test-retest du BBT auprès de 34 personnes âgées présentant une déficience sensorimotrice du membre supérieur suite à un AVC (n = 13) et d’autres diagnostics. Les participants ont été évalués à deux reprises à un intervalle d’une semaine par le même évaluateur et dans les mêmes conditions. La fidélité test-retest du BBT s’est avérée excellente (CCI = 0,97 ; CCI = 0,96) respectivement, pour les mains droite et gauche.

Platz, Pinkowski, Van Wijck, Kim, Di Bella et Johnson (2005) ont estimé la fidélité test-retest du BBT, de l’Action Research Arm Test (Lyle, 1981), et des items de la Fugl-Meyer Assessment (FMA) incluant les sous-échelles évaluant le Fonction motrice, la Sensation, les Mouvements articulaires passifs et les Douleurs articulaires (Fugl-Meyer, Jääskö, Leyman, Olsson, & Steglind, 1975) auprès de 23 participants présentant une parésie des membres supérieurs suite à un AVC, à de la sclérose en plaques ou à un état traumatique associé à une lésion cérébrale. Le bras le plus affecté de participants a été évalué à deux reprises, à un intervalle d’une semaine, par le même évaluateur. La fidélité test-retest du BBT, calculée à l’aide de la corrélation rho de Spearman et des CCI, s’est avérée excellente (CCI = 0,96 et r = 0,97).
Note : Ce résultat ne s’applique que pour le membre supérieur le plus affecté.

Inter-juges :
Mathiowetz, Volland, Kashman et Weber (1985-1) ont évalué la fiabilité inter-juges du BBT auprès de 26 jeunes femmes en bonne santé. Les participants ont été évalués simultanément et indépendamment par deux évaluateurs. Les coefficients de corrélation de Pearson ont démontré un excellent accord (r = 1,00; r = 0,99) respectivement, pour les mains droite et gauche.
Note : L’utilisation de coefficients de corrélation de Pearson n’est pas l’analyse statistique privilégiée pour évaluer la fidélité inter-juges, car ils peuvent augmenter artificiellement l’accord entre les juges.

Platz et al. (2005), comme décrit précédemment, ont également analysé la fidélité inter-juges du BBT, de l’Action Research Arm Test (Lyle, 1981), et des items de la Fugl-Meyer Assessment (FMA) incluant les sous-échelles évaluant le Fonction motrice, la Sensation, les Mouvements articulaires passifs et les Douleurs articulaires (Fugl-Meyer, Jääskö, Leyman, Olsson, & Steglind, 1975) auprès de 44 participants présentant une parésie des membres supérieurs suite à un AVC, à de la sclérose en plaques ou à un état traumatique associé à une lésion cérébrale. Le bras le plus affecté des participants a été filmé et noté indépendamment par deux évaluateurs. La fidélité inter-juges du BBT, calculée à l’aide des CCI et du rho de Spearman, s’est avérée excellente (CCI = 0,99 et r = 0,99).
Note : Ce résultat ne s’applique que pour le membre supérieur le plus affecté.

Validité

Contenu :

Non disponible.

Critère :

Concourante :
Aucun étalon de mesure n’existe avec lequel le BBT pourrait être comparé.

Lin, Chuang, Wu, Hsieh et Chang (2010) ont comparé la validité concourante du BBT, de l’Action Research Arm Test (ARAT) et du Nine-Hole Peg Test (NHPT) pour évaluer la dextérité manuelle de 59 patients ayant subi un AVC. La Fugl-Meyer Assessment (FMA), le Motor Activity Log (MAL) et la Stroke Impact Scale (SIS) ont également été administrés pour évaluer la validité concourante du BBT, de l’ARAT et du NHPT. En utilisant le coefficient de corrélation de rang de Spearman, les corrélations allaient d’adéquates à excellentes pour le BBT, l’ARAT et le NHPT, au moment du traitement (rho allant de -0,55 à -0,80), et au post-traitement (rho allant de -0,57 à -0,71). De plus, des corrélations adéquates ont été relevées entre le BBT et l’ARAT, la FMA, le MAL et la SIS (rho allant de 0,31 à 59) ; cependant, le NHPT n’avait que des corrélations allant de faibles à adéquates avec la FMA et le MAL (rho allant de -0,16 à -0,33) ; et des corrélations allant d’adéquates à excellentes avec la SIS (rho allant de -0,58 à -0,66). En examinant à la fois les résultats des composantes de sensibilité au changement et de validation de l’étude, il a été noté que le BBT et l’ARAT sont plus appropriés que le NHPT pour évaluer la dextérité manuelle.

Prédictive :
Higgins, Mayo, Desrosiers, Salbach et Ahmed (2005) ont estimé si le BBT, le Nine-Hole Peg Test(Kellor, Frost, Silberberg, Iversen, & Cummings, 1971; Mathiowetz, Weber, Kashman, & Volland, 1985-2), le Frenchay Arm Test (Heller, Wade, Wood, Sunderland, Hewer, & Ward, 1987), le Grip Strength (Mathiowetz, Kashman, Volland, Weber, Dowe, & Rogers, 1985-3), et la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM – Daley, Mayo, Wood-Dauphine, Danys, & Cabot, 1997) sont en mesure de prédire la fonction du membre supérieur, telle que mesurée par la BBT, 5 semaines après un AVC. La validité prédictive du BBT a été mesurée auprès de 55 patients en phase aiguë de récupération post-AVC. Les évaluations ont été effectuées à deux moments : une et cinq semaines après l’ACV. Comparativement aux autres tests d’évaluation de la performance du membre supérieur, le BBT, une semaine après l’AVC, s’est avéré être le meilleur prédicteur de la fonction du membre supérieur cinq mois après l’AVC, suivie par l’évaluation de la STREAM.

Construit:

Convergente/Discriminante :
Cromwell (1976) a examiné la validité convergente du BBT en la comparant à celle du Minnesota Rate of Manipulation Test (American Guidance Service, 1969) auprès d’une population non spécifiée. La corrélation entre le BBT et le Minnesota Rate of Manipulation Test s’est avérée excellente (r = 0,91).

Desrosiers et al. (1994) ont évalué la validité convergente du BBT en la comparant à celle du Functional Autonomy Measurement System – FAMS, connu sous le nom de SMAF en français (Hebert, Carries et Bilodeau, 1988), et de l’Action Research Arm Test (ARAT – Lyle, 1981) auprès de 104 personnes âgées présentant une déficience sensorimotrice du membre supérieur suite à un AVC (n = 53) et d’autres diagnostics. D’excellentes corrélations (r = 0,80) ont été relevées entre le BBT et l’ARAT. Des corrélations de pearson adéquates ont été relevées entre le BBT et le FAMS (r = 0,47; r = 0,51), respectivement pour les mains droite et gauche.

Platz et al. (2005) ont testé la validité convergente du BBT en la comparant à celle de l’Action Research Arm Test (Lyle, 1981), et des items de la Fugl-Meyer Assessment (FMA) incluant les sous-échelles évaluant le Fonction motrice, la Sensation, les Mouvements articulaires passifs et les Douleurs articulaires (Fugl-Meyer, Jääskö, Leyman, Olsson, & Steglind, 1975), en utilisant les corrélations de Spearman, auprès de 56 participants présentant une parésie des membres supérieurs suite à un AVC (n = 37), et d’autres conditions. D’excellentes corrélations ont été relevées entre le BBT et l’ARAT (r = 0,95) et le sous-échelle évaluant la Fonction motrice (r = 0,92) de la FMA. De plus, le BBT était corrélée à des mesures plus générales de la déficience et de la limitation d’activité, telles que l’Ashworth Scale (Ashworth, 1964), l’Hemispheric Stroke Scale (Adams, Meador, Sethi, Grotta, & Thomson, 1986) et l’Indice modifié de Barthel (Collin, Wade, Davies, & Horne, 1988). Une excellente corrélation a été relevée entre le BBT et l’Hemispheric Stroke Scale (r = -0,67). Des corrélations adéquates ont été relevées entre le BBT et les sous-échelle évaluant les Mouvements articulaires passifs et les Douleurs articulaires de la FMA (r = 0,43) et l’Ashworth Scale (r = -0,38). De faibles corrélations ont été relevées entre le BBT et la sous-échelle évaluant la Sensation de la FMA (r = 0,28) et l’Indice modifié de Barthel (r = 0,04).
Note : Des corrélations négatives ont été observées, car un score élevé sur le BBT indique une meilleure performance, tandis qu’un score faible sur l’Hemispheric Stroke Scale ou l’Ashworth Scale indique une meilleure performance.

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

Sensibilité au changement

Higgings et al. (2005) ont évalué sensibilité au changement du BBT, du Frenchay Arm Test (Heller et al., 1987), du Grip strength (Mathiowetz et al., 1985-3) et de la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM – Daley et al., 1997) auprès de 50 participants en phase aiguë de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués à une et quatre semaines après l’AVC. La Réponse moyenne standardisée (RMS) a été utilisée pour calculer la sensibilité au changement. Parmi ces tests d’évaluation de la performance du membre supérieur, le BBT s’est avéré le plus sensible pour détecter le changement, avec une large RMS de 0,8.
Note : La RMS est une variante de l’ampleur de l’effet et des valeurs plus élevées indiquent une meilleure sensibilité au changement.

Lin, Chuang, Wu, Hsieh et Chang (2010) ont évalué la sensibilité au changement du BBT, de l’Action Research Arm Test (ARAT) et du Nine-Hole Peg Test (NHPT) pour évaluer la dextérité manuelle auprès de 59 patients en phase subaiguë de récupération post-AVC (< 6 mois) et se situant aux stades IV à VI selon la classification de Brunnström pour la fonction proximale et distale du membre supérieur. Les patients ont été assignés aléatoirement à un traitement par contrainte induite, à un entraînement bilatéral du bras ou à une intervention témoin et ont reçu 2 heures de traitement par jour, 5 jours par semaine, pendant 3 semaines. Les évaluations ont été effectuées au départ de l’étude et à 3 semaines. En utilisant la Réponse moyenne standardisée (RMS) pour calculer la sensibilité au changement, il a été constaté que le BBT, l’ARAT et le NHPT présentaient une RMS modérée (respectivement, 0,74, 0,64, 0,79), ce qui indique une sensibilité permettant de détecter un changement au niveau de la dextérité manuelle. En examinant à la fois les résultats des composantes de sensibilité au changement et de validation de l’étude, il a été noté que le BBT et l’ARAT sont plus appropriés que le NHPT pour évaluer la dextérité manuelle.

Références

  • American Guidance Service. The Minnesota Rate Manipulative Tests. Examiner’s manual. Circle Pines, (MN): Author; 1969.
  • Adams, R.J., Meador, K.J., Sethi, K.D., Grotta, J.C., & Thomson, D.S. (1986). Graded neurologic scale for the use in acute hemispheric stroke treatment protocols. Stroke 18, 665-669.
  • Ashworth, B. (1964). Preliminary trial of carisoprodol in multiple sclerosis. Practitioner, 192, 540-542.
  • Broeren, J., Rydmark, M., Bjorkdahl, A., & Sunnerhagen, K.S. (2007). Assessment and training in a 3-dimensional virtual environment with haptics: a report on 5 cases of motor rehabilitation in the chronic stage after stroke. Neurorehabilitation & Neural Repair, 21(2), 180-189.
  • Collin, C., Wade, D.T., Davies, S., & Horne, V. (1988). The Barthel ADL Index: a reliability study. International Disability Study, 10, 61-63.
  • Cromwell, F.S (1965). Occupational therapists manual for basic skills assessment: primary prevocational evaluation. Pasadena, (CA): Fair Oaks Printing; 29-31.
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  • Dannenbaum, R.M., Michaelsen, S.M., Desrosiers, J., & Levin, M.F. (2002). Development and validation of two new sensory tests of the hand for patients with stroke. Clinical Rehabilitation, 16(6), 630-639.
  • Desrosiers, J., Bravo, G., Hébert, R., Dutil, É., & Mercier, L. (1994). Validation of the box and block test as a measure of dexterity of elderly people: reliability, validity and norms studies. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 75, 751-755.
  • Desrosiers, J., Rochette, A., Hebert, R., & Bravo, G. (1997). The Minnesota manual dexterity test: reliability, validity and reference values studies with healthy elderly People. Canadian Journal of Occupational Therapy, 64(5), 270-276.
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  • Fugl-Meyer, A.R., Jääskö, L., Leyman, I., Olsson, S., & Steglind, S. (1975). The post-stroke hemiplegic patient 1. A method for evaluation of physical performance. Scandinavian Journal of Rehabilitation Medicine, 7, 13-31.
  • Hébert, R., Carrier, R., & Bilodeau, A. (1988). The functional autonomy measurement system (SMAF): description and validation of an instrument for the measurement of handicaps. Age Ageing, 17, 293-302.
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  • Higgins, J., Mayo, N.E., Desrosiers, J., Salbach, N.M., & Ahmed, S. (2005). Upper-limb function and recovery in the acute phase poststroke. Journal of Rehabilitation Research & Development, 42(1), 65-76.
  • Jebsen, R.H., Taylor, N., Trieschmann, R.B., Trotter, M.J., & Howard, L.A. (1969). An objective and standardized test of hand function. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 50, 311-319.
  • Kellor, M., Frost, J., Silberberg, N., Iversen, I., & Cummings R. (1971). Hand strength and dexterity. American Journal of Occupational Therapy, 25, 77-83.
  • Lin, K-C., Chuang, L-L., Wu, C-Y., Hseih, Y-W. & Chang, W-Y. (2010). Responsiveness and validity of three dexterous function measures in stroke rehabilitation. Journal of Rehabilitation Research and Development, 47(6), 563-572.
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  • Mathiowetz, V., Volland, G., Kashman, N., & Weber, K. (1985-1). Adult norms for the box and block test of manual dexterity. American Journal of Occupational Therapy, 39, 386-391.
  • Mathiowetz, V., Weber, K., Kashman, N., & Volland, G. (1985-2). Adult norms for the nine hole peg test of finger dexterity. Occupational Therapy Journal of Research, 5, 24 -33.
  • Mathiowetz, V., Kashman, N., Volland, G., Weber, K., Dowe, M., & Rogers, S. (1985-3). Grip and pinch strength: normative data for adults. Archives of Physical and Medicine and Rehabilitation, 66, 69-72.
  • Mercier, C. & Bourbonnais, D. (2004). Relative shoulder flexor and handgrip strength is related to upper limb function after stroke. Clinical Rehabilitation, 18(2), 215-221.
  • Platz, T., Pinkowski, C., van Wijck, F., Kim, I.H., di Bella, P., & Johnson, G. (2005). Reliability and validity of arm function assessment with standardized guidelines for the Fugl-Meyer Test, Action Research Arm Test and Box and Block Test: a multicentre study. Clinical Rehabilitation, 19(4), 404-411.
  • Schneider, S., Schonle, P.W., Altenmuller, E., & Munte, T.F. Using musical instruments to improve motor skill recovery following a stroke. Journal of Neurology, 254(10), 1339-1346.
  • Tiffin, J. (1968). Purdue Pegboard Examiner Manual. Chicago, USA: Science Research Associates.

Voir la mesure

Comment obtenir le BBT

Les instructions du BBT peuvent être obtenues dans l’étude par Mathiowetz et al. (1985).
L’équipement standardisé peut être obtenu à ce site internet :

http://www.sammonspreston.com/Supply/Product.asp?Leaf_Id=7531

En cliquant ici, vous avez accès à une vidéo montrant comment administrer l’outil.

Table des matières

Chedoke Arm and Hand Activity Inventory (CAHAI)

Évidence révisées en date du 08-01-2009
Auteur(s)* : Sabrina Figueiredo, BSc
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Réviseur expert : Susan Barreca,MSc, PT
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche

But

Le Chedoke Arm and Hand Activity Inventory (CAHAI) est un outil d’évaluation fonctionnel de la récupération du bras et de la main suite à un accident vasculaire cérébral (AVC). Le CAHAI complète le Chedoke-McMaster Stroke Assessment (Barreca, Stratford, Masters, Lambert, Griffiths, et McBay, 2006).

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Le Chedoke Arm and Hand Activity Inventory (CAHAI) est un outil d’évaluation fonctionnel de la récupération du bras et de la main suite à un AVC. Le CAHAI complète le Chedoke-McMaster Stroke Assessment (Barreca, Stratford, Masters, Lambert, Griffiths, et McBay, 2006).

Versions disponibles

Le CAHAI a été développé par Barreca, Gowland, Stratford, Huijbregts, Griffiths, Torresin, Dunkley, Miller et Masters en 2004 afin de répondre au besoin d’avoir un outil d’évaluation fonctionnel du membre supérieur parétique en récupération valide, pertinent pour la clinique et sensible.

Trois versions courtes du CAHAI ont été développé par Barreca, Stratford, Masters, Lambert, Griffiths, etMcBay en2006. Les versions courtes ont 7, 8 ou 9 items et sont identifiées comme CAHAI-7, CAHAI-8, CAHAI-9, respectivement.

Caractéristiques de l’outil

Items :

Le CAHAI original est constitué de 13 items fonctionnels qui sont non-spécifiques au genre, qui impliquent les deux membres supérieurs et qui incluent un inventaire de mouvements et de prises reflétant les stades de récupération motrice suivant un AVC. Les items suivant ont été générés à partir d’une revue de la littérature spécifique concernant l’AVC ainsi qu’à partir de données provenant d’individus ayant subi un AVC et leur famille (Barreca et al., 2004):

  1. Ouvrir un pot de café
  2. Composer le 911
  3. Tracer une ligne à l’aide d’une règle
  4. Remplir un verre d’eau
  5. Essorer une débarbouillette
  6. Attacher cinq boutons
  7. Se sécher le dos avec une serviette
  8. Mettre du dentifrice sur une brosse à dents
  9. Couper une pâte d’une consistance moyenne
  10. Laver des lunettes
  11. Remonter une fermeture éclaire
  12. Placer un contenant sur une table
  13. Transporter un sac en montant des escaliers

Le CAHAI-7 utilise les premiers sept items, le CAHAI-8 utilise les premiers huit items et le CAHAI-9 utilise les premiers neuf items. L’ensemble des 13 items représente le CAHAI original (Barreca et al., 2006). En moyenne, les clients ayant subi un AVC considèrent que les items un, deux, quatre et 12 sont faciles ; que les items huit, dix, 11 et 13 sont modérément difficiles et que les items trois, six, sept et neuf sont les plus difficiles.

Les consignes d’administration détaillées sont dans le manuel de développement qui peut être obtenu en visitant le site internet officiel: http://www.cahai.ca

Cotation :

Chaque item du CAHAI est coté avec une échelle quantitative de sept points, similaire à l’échelle utilisée dans le Functional Independence Measure (FIM) (Keith, Granger, Hamilton, & Sherwin, 1987).

Un score de :

  • 1 = Le client a besoin d’une assistance totale et le membre supérieur affecté réalise moins de 25% de la tâche.
  • 2 = Le client a besoin d’une assistance maximale et le membre supérieur affecté réalise entre 25% et 29% de la tâche. Il n’y a aucun signe de manipulation par le bras ou la main. Il y a seulement de la stabilisation.
  • 3 = Le client a besoin d’une assistance modérée et le membre supérieur affecté réalise 50% à 74% de la tâche. Il commence à y avoir des signes de manipulation par le bras ou la main.
  • 4 = Le client a besoin d’une assistance minimale (touché léger) et le membre supérieur affecté réalise plus de 75% de la tâche.
  • 5 = Le client a besoin de supervision, d’encouragements ou d’indices.
  • 6 = Le client a besoin d’aides techniques ou a besoin de plus de temps ou il y a des préoccupations concernant la sécurité.
  • 7 = Le client fait preuve d’une indépendance totale pour compléter la tâche.

Le score minimal possible au CAHAI est de 13 et le score maximum possible est de 91. Les scores plus hauts indiquent une plus grande indépendance fonctionnelle (Barreca et al., 2004 ; Barreca, Stratford, Lambert, Masters, & Streiner, 2005 ; Barreca, Stratford, Masters, Lambert, & Griffiths, 2006b).

Le membre affecté est aussi coté en fonction de sa position et de sa fonction durant la performance au test. Le thérapeute devrait coter la performance du membre affecté à chaque item en cochant la boîte appropriée, Le tableau de cotation du CAHAI est le suivant (Barreca et al., 2004):

Items Membre affecté
1) Ouvrir un pot de café Tient le pot Tient le couvercle
2) Appeler le 911 Tient le combiné Compose le numéro
3) Tracer une ligne avec une règle Tient la règle Tient le crayon
4) Mettre du dentifrice sur une brosse à dent Tient le dentifrice Tient la brosse
5) Couper une pâte à consistance moyenne Tient le couteau Tient la fourchette
6) Remplir un verre d’eau Tient le verre Tient le pichet
7) Laver une paire de lunette Tient les lunettes Essuie les lentilles
8) Remonter une fermeture éclaire Tient la fermeture Remonte la fermeture
9) Se sécher le dos avec une serviette Va atteindre la serviette Saisit l’extrémité de la serviette

Note: Des instructions standardisées concernant la cotation peuvent être obtenues en visitant le site internet officiel: http://www.cahai.ca

Temps d’administration requis :

Le temps nécessaire pour administrer et coter le CAHAI est d’approximativement 25 minutes (Barreca et al., 2004 ; Barreca et al., 2006).

Sous-échelles :

Aucune

Équipement requis :

CAHAI-7

Cette version (items 1 à 7) nécessite tous les items dans la liste d’équipement A.

Liste d’équipement A

  • Table dont la hauteur s’ajuste.
  • Chaise/fauteuil roulant sans accoudoir pour les bras.
  • Dycem antidérapant.
  • Pot de café de 200 grammes.
  • Téléphone à boutons.
  • Règle de 12po./30cm.
  • Feuille de papier de 8,5 x 11 pouces.
  • Crayon
  • Pichet en plastique de 2,3 L rempli avec 1600 ml d’eau.
  • Verre de plastique de 250 ml.
  • Débarbouillette
  • Lavabo (24,5 cm en diamètre, hauteur de 8 cm).
  • Une veste à enfiler avec cinq boutons (un côté mâle et un côté femelle) (boutons de 1,5 cm de diamètre, à 7 cm de distance).
  • Serviette de bain (65cm x 100 cm).

CAHAI-8

Cette version (items 1-8) nécessite tous les items des listes d’équipement A et B.

Liste d’équipement B

  • Tube de dentifrice de 75 ml avec un couvercle à vis, >50% complet.
  • Brosse à dents.

CAHAI-9

Cette version (items 1-9) nécessite tous les items des listes d’équipement A, B et C.

Liste d’équipement C

  • Assiette pour les repas (mélamine ou plastique lourd, 25cm de diamètre).
  • Pâte à consistance moyenne.
  • Couteau et fourchette.
  • Poignées construites de la même longueur que la poignée des ustensiles.

CAHAI-13

Cette version (items 1-13) nécessite tous les items des listes d’équipement A, B, C et D.

Liste d’équipement D

  • Fermeture éclair en métal de 27po/67 cm dans un poncho de laine polaire.
  • Lunettes
  • Mouchoir
  • Contenant Rubbermaid de 38 L (50 x 37 x 27cm).
  • Quatre marches de taille standard avec une rampe.
  • Sac d’épicerie en plastique contenant un poids de 4lb/2kg.

Formation :

Une formation de type atelier d’une demi-journée peut être offerte par les auteurs. Une DVD est disponible en anglais au coût de $29,00 canadiens incluant les frais postaux. Seuls les paiements par chèque ou argent comptent sont acceptés.

Versions alternatives du CAHAI

CAHAI-7, CAHAI-8, CAHAI-9

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Les clients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • À ce jour, aucune information n’a été documentée concernant des restrictions lors de l’utilisation du CAHAI.

Dans quelles langues cet outil est-il disponible ?

Anglais, français, allemand, hébreu et italien.

Sommaire

Que mesure l’outil ? Le CAHAI évalue la récupération fonctionnelle du membre supérieur.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Le CAHAI peut être utilisé avec les clients ayant subi un AVC, mais son usage n’est pas limité à cette clientèle.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration Une moyenne de 20 à 25 minutes.
Versions CAHAI, CAHAI-9, CAHAI-8, CAHAI-7.
Langues Anglais, français, hébreu et italien
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Deux études ont examiné la cohérence interne du CAHAI et de ses versions abrégées et ont relevé une excellente cohérence interne en utilisant l’alpha de Cronbach.

Test-retest :
Une étude a examiné la fidélité test-retest du CAHAI et a relevé une excellente fidélité test-retest en utilisant un coefficient de corrélation intraclasse (CCI).

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

Inter-juges :
Une étude a examiné la fidélité inter-juges du CAHAI et a relevé une excellente fidélité inter-juges en utilisant un CCI.

Validité Contenu :
Une étude a examiné la validité de contenu du CAHAI et a révélé que les items proviennent d’un examen de la documentation scientifique et des commentaires de clients ayant subi un AVC, de leur famille et de leurs proches aidants. Les items avec une faible fréquence d’approbation, présentant une difficulté à être normalisé, et une corrélation élevée inter items ont été éliminés.

Critère :
Concourante :
Une étude a examiné la validité concourante du CAHAI et du CAHAI-9 et a signalé, en utilisant une analyse de régression, que le CAHAI-9 n’était pas en mesure de prédire les scores individuels et les scores individuels de changement du CAHAI.

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

Construit :
Convergente :
Trois études ont examiné la validité convergente du CAHAI et ont relevé, selon une corrélation de Pearson, une excellente corrélation entre toutes les versions du CAHAI et l’Action Research Arm Test, et entre toutes les versions du CAHAI et la Chedoke-McMaster Stroke Assessment (CMSA) ; et des corrélations allant de faibles à modérées entre le CAHAI et le score de la CMSA pour la douleur à l’épaule.

Groupes connus :
Trois études ont examiné la validité longitudinale et la validité des groupes connus de toutes les versions du CAHAI et ont révélé, en calculant l’aire sous la courbe ROC (Receiver Operation Characteristic), que toutes les versions sont capables de distinguer les changements entre les clients en phase aiguë ou chronique de récupération post-AVC et ceux présentant une déficience légère ou grave.

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets de plancher ou de plafond du CAHAI.
Sensibilité/spécificité Aucune étude n’a examiné la sensibilité ou la spécificité du CAHAI.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Une étude a examiné la sensibilité au changement du CAHAI et a relevé que le changement minimal détectable entre deux évaluations chez des patients stables était de 6,3 points.
Acceptabilité Le CAHAI est très bien accepté par les clients ayant subi un AVC puisqu’il est composé d’items de la vie de tous les jours qui ne sont pas spécifiques au genre.
Faisabilité L’administration du CAHAI est facile et rapide à réaliser.
Comment obtenir l’outil ? Le CAHAI peut être obtenu gratuitement en visitant le site web officiel : http://www.cahai.ca

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques du Chedoke Arm and Hand Activity Inventory (CAHAI) auprès d’individus ayant subi un AVC. Quatre études ont été identifiées. Le CAHAI semble être sensible aux clients qui ont subi un AVC.

Effets plancher/plafond

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

Fidélité

Cohérence interne :
Barreca, Gowland, Stratford, Huijbregts, Griffiths, Torresin, Dunkley, Miller et Masters (2004) ont évalué la cohérence interne du CAHAI auprès de 100 clients ayant subi un AVC. En utilisant le coefficient alpha de Cronbach, la cohérence interne s’est avérée excellente (α = 0,98).

Barreca, Stratford, Masters, Lambert, Griffiths et McBay (2006) ont examiné la cohérence interne du CAHAI-7, du CAHAI-8 et du CAHAI-9 auprès de 39 clients ayant subi un AVC. En utilisant le coefficient alpha de Cronbach, la cohérence interne s’est avérée excellente (respectivement, α = 0,97 ; α = 0,98 et α = 0,98).

Test-retest :
Barreca et al. (2006) ont examiné la fidélité test-retest des versions abrégées du CAHAI auprès de 39 clients ayant subi un AVC. Les participants ont été stratifiés en deux groupes différents en fonction du degré d’amélioration attendu et réévalués après un intervalle de 36 heures. En utilisant un coefficient de corrélation intra-classe (CCI), la fidélité test-retest s’est avérée excellente pour toutes les versions abrégées du CAHAI : CAHAI-7 (CCI = 0,96), CAHAI-8 (CCI = 0,97) et CAHAI-9 (CCI = 0,97).

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

Inter-juges :
Barreca, Stratford, Lambert, Masters et Streiner (2005) ont évalué la fidélité inter-juges du CAHAI auprès de 39 clients ayant subi un AVC. Les participants ont été stratifiés en deux groupes différents en fonction du degré d’amélioration attendu et réévalués après un intervalle de 36 heures. En utilisant un coefficient de corrélation intra-classe (CCI), la fidélité inter-juges s’est avérée excellente (CCI = 0,98).

Validité

Contenu :

Barreca et al. (2004) ont réalisé une revue de la littérature pour générer les items du CAHAI. À partir de cette revue, 177 items ont été sélectionnés. Quatre-vingt-un clients ayant subi un AVC, leur famille et leurs proches aidants ont été interrogés à propos d’items importants et pertinents concernant la récupération post-AVC, ce qui a généré 574 items additionnels. Afin de réduire les 725 items générés en 26 items, seuls les items bilatéraux, neutres de genre, qui faisaient partie des domaines identifiés par les clients comme importants, et qui étaient faciles à obtenir, ont été retenus. Cette version de 26 items a ensuite été testée auprès de 20 participants ayant subi un AVC. Les items difficiles à standardiser, ou les items avec des problèmes de sécurité, ont été éliminés. Des items avec un haut niveau de difficulté ont ensuite été ajoutés pour minimiser les possibles effets de plafond. Les analyses de corrélation inter-items de cette nouvelle version (contenant 25 items) ont identifié quelques items redondants (r > 0,90). Les items avec une faible fréquence d’approbation, qui étaient difficiles à standardiser ou qui avaient une grande corrélation inter-items, ont été éliminés, ce qui a permis d’obtenir les 13 items finaux.

Critère :

Concourante :
Barreca, Stratford, Masters, Lambert, & Griffiths (2006b) ont examiné la capacité du CAHAI-9 de prédire les scores et les changements de scores sur le CAHAI original auprès de 105 clients ayant subi un AVC. Les scores moyens et les moyennes de changements de scores du CAHAI-9 ont été en mesure de prédire avec précision les moyennes des scores et les moyennes de changements de scores du CAHAI. Cependant, les scores individuels et les changements de scores individuels du CAHAI-9 prédisaient avec une variabilité modérée les scores individuels et les changements dans les scores individuels du CAHAI. Ces résultats indiquent que le CAHAI-9 ne devrait pas être administré pour prédire le CAHAI.

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

Construit :

Convergente/Discriminante :
Barreca et al. (2005) ont estimé la validité convergente du CAHAI en le comparant à la Chedoke-McMaster Stroke Assessment (CMSA – Gowland, Stratford, Ward, Moreland Torresin, VanHullenaar et al., 1993; Gowland, VanHullenaar, Torresin, et al., 1995) total du score de la main et du bras, et à l’Action Research Arm Test (ARAT – Lyle, 1981) auprès de 39 participants ayant subi un AVC. Les évaluations ont été effectuées au départ de l’étude et 2 à 6 semaines plus tard. Les corrélations, calculées à l’aide du coefficient de corrélation de Pearson, se sont avérées excellentes entre le CAHAI et l’ARAT (r = 0,93), et entre le CAHAI et le score de la main et du bras de la CMSA au départ de l’étude (r = 0,81) et au moment du suivi (r = 0,89). Dans la même étude, les auteurs ont analysé la validité discriminante du CAHAI en le comparant au score de douleur à l’épaule de la CMSA auprès des mêmes 39 participants ayant subi un AVC. La corrélation entre le score du CAHAI et celui de douleur à l’épaule de la CMSA, calculé à l’aide de la corrélation de Pearson, s’est avérée adéquate au départ de l’étude (r = 0,47) et au moment du suivi (r = 0,39).

Barreca et al. (2006) ont évalué la validité convergente du CAHAI-7, du CAHAI-8 et du CAHAI-9 en les comparant au CAHAI, à l’ARAT et à la CMSA auprès de 39 personnes ayant subi un AVC. Les corrélations de Pearson ont été utilisées. Les corrélations entre l’ARAT et le CAHAI-7 (r = 0,95), le CAHAI-8 (r = 0,95) et le CAHAI-9 (r = 0,94) se sont toutes avérées excellentes, ainsi qu’entre le CAHAI et toutes les versions abrégées (r = 0,99), et entre la CMSA et le CAHAI-7 (r = 0,85), le CAHAI-8 (r = 0,84) et le CAHAI-9 (r = 0,84).

Barreca et al., (2006b) ont déterminé la validité convergente du CAHAI et du CAHAI-9 en les comparant à l’ARAT auprès de 105 personnes ayant subi un AVC. Les réévaluations ont été effectuées au départ de l’étude et au moment d’un suivi avec un intervalle de 36 heures. Les coefficients de corrélation de Pearson se sont avérés excellents entre le CAHAI et l’ARATau départ de l’étude (r = 0,93) et au moment du suivi (r = 0,95), ainsi qu’entre le CAHAI-9 et l’ARAT au départ de l’étude (r = 0,93) et au moment du suivi (r = 0,95).

Groupes connus :
Barreca et al. (2005) ont analysé la validité longitudinale du CAHAI auprès de 39 clients ayant subi un AVC en comparant le changement de scores sur le CAHAI avec le changement des scores de la somme du score bras-main et de douleur à l’épaule de la Chedoke-McMaster Stroke Assessment (CMSA – Gowland et al. 1995) et le score de l’Action Research Arm Test (ARAT) – Lyle, 1981). Les corrélations des scores de changement, calculées à l’aide du coefficient de corrélation de Pearson, se sont avérées excellentes entre le CAHAI et l’ARAT (r = 0,86), adéquates entre le CAHAI et la somme du score bras-main de la CMSA (r = 0,52), et faibles entre le CAHAI et le score de douleur à l’épaule de la CMSA (r = -0,24). Dans une deuxième analyse, Barreca et ses collaborateurs (2005) ont analysé si le CAHAI était plus compétent que la CMSA et l’ARAT pour distinguer le changement chez les patients ayant une déficience légère ou modérée et des patients ayant une déficience grave auprès de 39 patients ayant subi un AVC. La validité longitudinale de groupes connus, calculée avec l’aire sous la courbe ROC (Receiver Operatin Characteristic), a démontré une excellente aire sous la courbe pour le CAHAI (ROC = 0,95). L’ARAT et la CMSA ont présenté une aire sous la courbe adéquate (respectivement, ROC = 0,88 ; ROC = 0,76).
Note : L’analyse de l’aire sous la courbe ROC quantifie la capacité d’un outil de mesure de faire la distinction entre les groupes grâce à une aire sous la courbe ROC. Des aires plus grandes indiquent que l’outil de mesure est meilleur pour faire la distinction entre les individus de deux groupes.

Barreca et al. (2006) ont évalué la validité longitudinale du CAHAI et de ses trois versions abrégées auprès de 39 participants ayant subi un AVC. Les patients ont été divisés en un groupe en phase aiguë de récupération et un groupe chronique en phase chronique de récupération, selon le niveau de sévérité de l’AVC. Le CAHAI, le CAHAI-7, le CAHAI-8 et le CAHAI-9 ont été administrés lors de l’admission et au moment du congé (2 à 6 semaines après l’admission) pour vérifier quelle était la meilleure version pour faire la distinction entre les patients en phase aiguë post-AVC et les patients en phase chronique post-AVC. La validité longitudinale de groupes connus, calculée avec l’aire sous la courbe ROC (Receiver Operatin Characteristic), a démontré une excellente aire sous la courbe pour toutes les versions du CAHAI : CAHAI (ROC = 0,95) ; CAHAI-7 (ROC = 0,97) ; CAHAI-8 (ROC = 0,93) ; et CAHAI-9 (ROC = 0,94), ce qui signifie que toutes les versions du CAHAI sont également capables de distinguer les changements entre les différents groupes d’AVC.

Barreca et al. (2006b) ont examiné la validité longitudinale du CAHAI, du CAHAI-9 et de l’ARAT auprès de 105 individus ayant subi un AVC. Les participants ont été divisés en un groupe de déficits faibles/moyens et en un groupe de déficits sévères. Les auteurs s’attendaient à ce que les individus avec des déficits faibles/moyens démontrent des plus grands changements entre deux mesures répétés. Les trois outils de mesure ont été administrés à deux reprise pour vérifier lequel parmi eux était le meilleur pour détecter les différences entre les clients avec des déficits faibles/moyens et les clients avec des déficits sévères. La validité longitudinale de groupes connus, calculée avec l’aire sous la courbe ROC, a révélé que le CAHAI était le meilleur outil de mesure pour détecter les différences entre les patients avec des déficits faibles/modérés et les patients avec des déficits sévères.

Sensibilité au changement

Barreca et al. (2005) ont déterminé le changement minimal détectable du CAHAI auprès de 39 clients ayant subi un AVC. Les participants ont été évalués à deux reprises (lors de l’admission et 2 à 6 semaines plus tard). Pour le CAHAI, le changement détectable minimal était de 6,3 points, ce qui signifie que les patients stables présentaient des fluctuations aléatoires de 6,3 points ou moins lorsque évalués à deux occasions différentes.

Références

  • Barreca, S.R., Gowland, C.K., Stratford, P.W., et al. (2004). Development of the Chedoke Arm and Hand Activity Inventory: Theoretical constructs, item generation, and selection. Topics in Stroke Rehabilitation, 11(4), 31- 42.
  • Barreca, S.R., Stratford, P.W., Lambert, C.L., Masters, L.M., & Streiner, D.L. (2005). Test-retest reliability, validity, and sensitivity of the Chedoke Arm and Hand Activity Inventory: a new measure of upper-limb function for survivors of stroke. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 86, 1616-1622.
  • Barreca, S.R., Stratford, P.W., Masters, L.M., Lambert, C.L., Griffiths, J., McBay, C. (2006). Validation of three shortened versions of the Chedoke Arm and Hand Activity Inventory. Physiotherapy Canada, 58, 148-156.
  • Barreca, S.R., Stratford, P.W., Masters, L.M., Lambert, C.L., Griffiths, J. (2006b). Comparing two versions of the Chedoke Arm and Hand Activity Inventory with the Action Research Arm Test. Physical Therapy, 86(2), 245-253.
  • Gowland, C., Stratford, P., Ward, M., Moreland, J., Torresin, W., VanHullenaar, S. et al.(1993). Measuring physical impairment and disability with the Chedoke-McMaster Stroke Assessment. Stroke, 24,58-63.
  • Gowland, C., VanHullenaar, S., Torresin, W., et al. (1995). Chedoke-McMaster Stroke Assessment: development, validation, and administration manual. Hamilton, ON, Canada: School of Rehabilitation Science, McMaster University.
  • Heller, A., Wade, D.T., Wood, V.A., Sunderland, A., Hewer, R., & Ward, E. (1987). Arm function after stroke: measurement and recovery over the first three months. Journal of Neurology, Neurosurgery & Psychiatry, 50(6), 714-719.
  • Keith, R.A, Granger, C.V., Hamilton, B.B., & Sherwin, F.S. (1987). The Functional Independence Measure: a new tool for rehabilitation. In: Eisenberg, M.G. & Grzesiak, R.C. (Ed.), Advances in clinical rehabilitation (pp. 6-18). New York: Springer Publishing Company.
  • Kellor, M., Frost, J., Silberberg, N., Iversen, I., & Cummings R. (1971). Hand strength and dexterity. American Journal of Occupational Therapy, 25, 77-83.
  • Lyle, R.C. (1981). A performance test for assessment of upper limb function in physical rehabilitation treatment and research. International Journal of Rehabilitation and Research, 4, 483-492.
  • Mathiowetz, V., Kashman, N., Volland, G., Weber, K., Dowe, M., & Rogers, S. (1985). Grip and pinch strength: normative data for adults. Archives of Physical and Medicine and Rehabilitation, 66, 69-72.
  • Mathiowetz, V., Weber, K., Kashman, N., & Volland, G. (1985b). Adult norms for the nine hole peg test of finger dexterity. Occupational Therapy Journal of Research, 5, 24 -33.

Voir la mesure

Comment obtenir le CAHAI

Le CAHAI peut être obtenu gratuitement en visitant le site officiel de l’outil : http://www.cahai.ca

Table des matières

Comprehensive Coordination Scale (CCS)

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

But

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

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

Revue détaillée

But de l’outil

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

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

Versions disponibles

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

Caractéristiques de l’outil

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

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

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

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

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

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

 Équipement :

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

Clientèle cible

Peut être utilisée avec :

  • Les individus présentant des troubles neurologiques

Ne devrait pas être utilisée avec :

  • Aucune information documentée

En quelle langue l’outil est-il disponible ?

Anglais

Sommaire

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Propriétés psychométriques

Résumé

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

Effets plancher/plafond

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

Fidélité

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

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

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

Validité

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

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

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

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

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

Sensibilité aux changements

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

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

Références

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

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

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

Voir la mesure

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

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

Table des matières

Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand (DASH)

Évidence révisées en date du 19-06-2012
Auteur(s)* : Annabel McDermott, OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Réviseur expert : Natasha Lannin (Associate Professor, OT)
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche
Cohérence du contenu et de la traduction : Gabriel Plumier

But

Sous la forme d’une auto-évaluation, le questionnaire DASH (Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand) mesure les incapacités et les symptômes des troubles musculo-squelettiques reliés à une atteinte aux membres supérieurs.

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Sous la forme d’une auto-évaluation, le questionnaire DASH (Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand) mesure les incapacités et les symptômes des troubles musculo-squelettiques reliés à une atteinte aux membres supérieurs. Le DASH peut être utilisé pour tous les troubles articulaires ou musculo-squelettiques du membre supérieur (Hudak et al., 1996 ; Veehof et al., 2002), ce qui permet de faire des comparaisons entre les différents diagnostics du membre supérieur (Atroshi et al., 2000). Le DASH a été créé à des fins discriminatives et évaluatives (Schmitt & Di Fabio, 2004).

Le DASH démontre une validité et une sensibilité au changement face aux troubles proximaux et distaux du membre supérieur (Beaton et al., 2001). Le DASH a également démontré de meilleures propriétés clinimétriques que d’autres questionnaires concernant les incapacités de l’épaule, incluant le Simply Shoulder Test (SST), l’American Shoulder and Elbow Surgeons Standardised Shoulder assessment Form (ASES) et le Shoulder Pain and Disability Index (SPADI – Bot et al., 2004).

Versions disponibles

Le DASH a été développé par l’American Academy of Orthopedic Surgeons, le Council of the Musculoskeletal Specialty Societies et l’Institute for Work and Health. Il a été conçu pour être un instrument spécifique à une région du corps permettant de mesurer la perception du patient face à des symptômes et des incapacités associées à un trouble quelconque du membre supérieur ou des articulations (Hudak et al., 1996 ; Veehof et al., 2002).

La troisième édition du DASH a été publiée pour incorporer les dernières recherches et les nouvelles informations concernant l’usage interculturel de l’outil de mesure.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Le DASH est constitué de 30 items qui mesurent : (a) les capacités physiques (21 items); (b) la sévérité des symptômes (5 items) et (c) les capacités sociales ou les rôles (4 items).

Capacité à faire les activités suivantes :

  1. Ouvrir un pot neuf ou fermé serré
  2. Écrire
  3. Tourner une clé
  4. Préparer un repas
  5. Ouvrir une porte lourde en poussant
  6. Placer un objet sur une tablette située au dessus de votre tête
  7. Faire de gros travaux ménagers (ex. laver les planchers ou les murs)
  8. Jardiner ou faire l’entretien du terrain
  9. Faire un lit
  10. Transporter un sac d’épicerie ou une valise
  11. Transporter un objet lourd (plus de 5 kg)
  12. Changer une ampoule située au-dessus de la tête
  13. Laver ou sécher vos cheveux avec un séchoir
  14. Laver votre dos
  15. Mettre un chandail
  16. Utiliser un couteau pour couper des aliments
  17. Activités de loisirs qui exigent peu d’efforts (ex. jouer aux cartes, tricoter)
  18. Activités de loisirs dans lesquelles votre bras, votre épaule ou votre main subit un impact (ex. golf, utiliser un marteau, tennis)
  19. Activités de loisirs durant lesquelles vous bougez votre bras librement (ex. jouer au frisbee, au badminton)
  20. Déplacement (transports)
  21. Activités sexuelles
  22. Ampleur avec laquelle les problèmes au bras, à l’épaule ou à la main ont interféré lors des activités sociales normales avec la famille, les amis, les voisins ou des groupes
  23. Ampleur avec laquelle les problèmes au bras, à l’épaule ou à la main ont nui au travail ou à d’autres activités quotidiennes

Sévérité des symptômes suivants :

  1. Douleur au bras, à l’épaule ou à la main
  2. Douleur au bras, à l’épaule ou à la main lors de la réalisation de toute activité spécifique
  3. Picotements
  4. Faiblesse
  5. Raideurs
  6. Difficultés à dormir
  7. Impacts sur l’estime de soi

Le DASH inclut aussi deux modules optionnels concernant le travail et les sports/musique qui évaluent la difficulté de l’individu à :

  1. Utiliser les techniques habituelles pour faire l’activité (Travail; sport/instrument)
  2. Pratiquer l’activité à cause de la douleur au bras, à l’épaule ou à la main
  3. Pratiquer l’activité aussi bien qu’il/elle le voudrait
  4. Pratiquer l’activité aussi longtemps qu’à l’habitude

Cotation :

La version la plus récente du DASH utilise une échelle de Likert à 5 points qui cote les difficultés de l’individu dans la semaine précédente. Des scores plus bas indiquent qu’il n’y a pas de difficultés, de limitations ou de symptômes. Les scores plus hauts indiquent une incapacité à pratiquer les tâches, de grandes difficultés à les faire ou des symptômes importants.

Items 1 à 21
  • 1 = Pas de difficulté
  • 2 = Difficulté légère
  • 3 = Difficulté moyenne
  • 4 = Difficulté sévère
  • 5 = Incapable
Item 22
  • 1 = Pas du tout
  • 2 = Un peu
  • 3 = Moyennement
  • 4 = Beaucoup
  • 5 = Extrêmement
Item 23
  • 1 = Pas limité du tout
  • 2 = Légèrement limité
  • 3 = Moyennement limité
  • 4 = Très limité
  • 5 = Incapable
Items 24 à 28
  • 1 = Aucune
  • 2 = Légère
  • 3 = Modérée
  • 4 = Sévère
  • 5 = Extrême
Modules optionnels sur le travail et les sports/musique
  • 1 = Pas de difficulté
  • 2 = Difficulté légère
  • 3 = Difficulté moyenne
  • 4 = Difficulté sévère
  • 5 = Incapable

Le score total du DASH est calculé comme un pourcentage (0 = aucune incapacité à 100 = incapacité maximale) de la manière suivante :

[(sommes des réponses complétées ÷ nombre de réponses complétées) – 1] x 25

Le score final pour chaque module optionnel est calculé de la manière suivante :

[Somme des réponses complétées ÷ 4) – 1] x 25

Note : Le score total du DASH ne peut pas être calculé si plus de trois items n’ont pas été répondus. Les scores totaux pour les modules optionnels ne peuvent pas être calculés si un item n’a pas été répondu. Lorsque trois items ou moins sont manquants, les réponses manquantes sont remplacées par la valeur moyenne des réponses aux autres items avant de faire la somme. Il est à noter que les versions antérieures du DASH utilisent un système de cotation différent.

Ce qu’il faut considérer avant de commencer :

Une étude menée par Ring et al. (2006) a démontré une forte corrélation entre le DASH et d’autres outils de mesure sur la dépression (Center for Epidemiologic Studies – Depression), ainsi que sur l’anxiété (Pain Anxiety Symptoms Scale), auprès d’un échantillon de 235 patients présentant des problèmes distincts de la main (ex. Syndrome du canal carpien, ténosynovite de Quervain, douleur latérale du coude, doigt à ressaut, fracture du radius distal). Plus tard, Lozano Calderon et al. (2010) ont mené une étude auprès de 516 patients ayant besoin d’une chirurgie à la main, et ont ajusté les scores du DASH selon l’influence de la dépression. Cela a mené à une diminution significative de la moyenne et de la déviation standard des scores du DASH, bien que la diminution de la déviation était petite. Malgré tout, il y a eu une grande corrélation entre le DASH et le DASH ajusté pour la dépression, ce qui indique qu’il n’y avait pas d’avantage notable à ajuster les scores du DASH pour la dépression. Comme il y a une incidence élevée de dépression parmi les patients ayant subi un AVC, la corrélation entre l’incapacité et la dépression lors de l’utilisation du DASH devrait être considérée.

Temps d’administration requis :

Le DASH prend approximativement cinq minutes à administrer avec les patients ayant des troubles musculo-squelettiques (Bot et al., 2004). L’administration aux patients ayant subi un AVC peut nécessiter plus de temps et de matériel de support.

Formation nécessaire :

Aucune formation nécessaire n’est spécifiée.

Équipement :

Aucun équipement spécifique n’est nécessaire.

Versions alternatives du DASH

Le QuickDASH est un questionnaire à 11 items qui a été développé à partir du DASH en utilisant sur une approche de rétention des concepts (Beaton et al., 2005).

Le QuickDASH comprend les items suivants:

  1. Ouvrir un pot neuf ou fermé serré
  2. Faire de gros travaux ménagers (ex. laver les planchers ou les murs)
  3. Transporter un sac d’épicerie ou une valise
  4. Laver votre dos
  5. Utiliser un couteau pour couper des aliments
  6. Activités de loisirs dans lesquelles votre bras, votre épaule ou votre main subit un impact (ex. golf, utiliser un marteau, tennis)
  7. Ampleur avec laquelle les problèmes au bras, à l’épaule ou à la main ont interféré lors des activités sociales normales avec la famille, les amis, les voisins ou des groupes
  8. Ampleur avec laquelle les problèmes au bras, à l’épaule ou à la main ont nuit au travail ou à d’autres activités quotidiennes
  9. Douleur au bras, à l’épaule ou à la main
  10. Picotements
  11. Difficultés à dormir

Le QuickDASH contient aussi les modules optionnels de travail et de sports/musique (Beaton et al., 2005). Comme le DASH, le QuickDASH utilise une échelle de Likert à 5 points et score total est calculé comme un pourcentage (0 = aucune incapacité à 100 = incapacité maximale). Au moins 10 des 11 items doivent être complétés pour un usage correct. Le QuickDASH a une fidélité test-retest, une validité et une sensibilité au changement similaires au DASH. Le QuickDASH pourrait même démontrer une meilleure précision que le DASH lors de la détection des différents degrés d’incapacité. Bien qu’il y aille une grande corrélation entre le DASH et le QuickDASH, une correspondance exacte entre les scores numériques des deux outils n’est pas garantie (Beaton et al., 2005). Dû au nombre plus petit d’items, le QuickDASH est considéré comme étant plus efficace que le DASH (Beaton et al., 2005 ; Gummesson et al., 2006). Cependant, le DASH est plus approprié que le QuickDASH lorsqu’il sert à assurer le suivi de la douleur au bras et des capacités au fil du temps chez les patients.

Clientèle cible

L’outil peut être utilisé avec :

  • Les individus avec des déficits musculo-squelettiques du membre supérieur.
  • Puisque la recherche est limitée en ce qui concerne l’acceptabilité par les patients, il peut être plus approprié d’utiliser le DASH chez les patients présentant seulement des déficits légers.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • N.A.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Des traductions approuvées ont été faites dans les langages suivants :

  • Affrikaans
  • Allemand
  • Anglais (Afrique du Sud)
  • Anglais (Australie)
  • Anglais (Hong Kong)
  • Arabe
  • Arménien
  • Chinois (Hong Kong)
  • Chinois (Thaïlande)
  • Cingalais (Sri Lanka)
  • Coréen
  • Danois
  • Espagnol (Argentine)
  • Espagnol (Espagne)
  • Espagnol (Puerto Rico)
  • Finnois
  • Français
  • Français canadien
  • Grec
  • Hébreu
  • Hongrois
  • Italien
  • Japonais
  • Lithuanien
  • Malais
  • Néerlandais
  • Norvégien
  • Persan (Iran)
  • Polonais
  • Portugais (Brésil)
  • Portugais (Portugal)
  • Roumain
  • Russe
  • Serbe
  • Suédois
  • Tchèque
  • Thaï
  • Turc

Les traductions sont aussi en cours dans les langues suivantes :

  • Croate
  • Espagnol (Chili)
  • Espagnol (République Dominicaine)
  • Estonien
  • Filipino
  • IsiXhosa
  • Letton
  • Malayalam
  • Slovaque
  • Ukrainien

Sommaire

Que mesure l’outil ? Les incapacités, la douleur et les symptômes des troubles musculo-squelettiques reliés à une atteinte aux membres supérieurs.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Les individus avec des troubles musculo-squelettiques du membre supérieur.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration Cinq minutes.
Versions
  • DASH
  • QuickDASH
Langues Affrikaans, Arabe, Arménien, Chinois (Hong Kong), Chinois (Thaïlande), Tchèque, Danois, Néerlandais, Anglais (Australie), Anglais (Hong Kong), Anglais (Afrique du Sud), Finnois, Français canadien, Français, Allemand, Grec, Hébreu, Hongrois, Italien, Japonais, Coréen, Lithuanien, Malais, Norvégien, Persan (Iran), Polonais, Portugais (Brésil), Portugais (Portugal), Roumain, Russe, Serbe, Cingalais (Sri Lanka), Espagnol (Argentine), Espagnol (Puerto Rico), Espagnol (Espagne), Suédois, Thaï, Turc.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la cohérence interne du DASH auprès de patients ayant subi un AVC.

Test-retest :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la fidélité test-retest du DASH auprès de patients ayant subi un AVC.

Intra-juge :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la fidélité intra-juge du DASH auprès de patients ayant subi un AVC.

Inter-juges :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la fidélité inter-juges du DASH auprès de patients ayant subi un AVC.

Validité Contenu :
Le DASH a été développé par la génération d’items (grâce aux conseils d’un expert clinicien, à une revue de la littérature, et à des groupes de discussion de patients), et par la réduction d’items (grâce à la révision par des experts ainsi qu’à des analyses psychométriques et clinimétriques).

Une étude ayant examiné la validité de contenu du DASH auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC a suggéré une structure à l’échelle d’évaluation désordonnée et une hiérarchie d’items qui n’étaient pas appropriées pour l’usage en clinique.

Critère :
Concourante :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la validité concourante du DASH auprès de patients ayant subi un AVC.

Prédictive :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la validité prédictive du DASH auprès de patients ayant subi un AVC.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Une étude a relevé des corrélations modérées entre les habiletés manuelles et la douleur.

Groupes connus :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la validité des groupes connus du DASH auprès de patients ayant subi un AVC.

Effets plancher/plafond Aucune n’étude n’a documenté d’information sur les effets de plancher/plafond du DASH auprès de patients ayant subi un AVC.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la sensibilité au changement du DASH auprès de patients ayant subi un AVC.
Acceptabilité Le DASH est simple à comprendre, rapide à compléter et comprend des items de la vraie vie ainsi que non-spécifiques au genre. Puisque la recherche est limitée en ce qui concerne l’acceptabilité par les patients, il peut être plus approprié d’utiliser le DASH avec des patients présentant seulement des déficits légers.
Faisabilité Le DASH est un outil de mesure polyvalent qui peut être utilisé en clinique ou en recherche. Cependant, la recherche concernant l’usage du DASH avec les patients ayant subi un AVC est insuffisante. Sans ces recherches, l’utilité clinique du DASH avec ces patients demeure encore méconnue.
Comment obtenir l’outil ? Pour plus d’informations, visitez le site internet du DASH : http://www.dash.iwh.on.ca/home

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été effectuée pour identifier les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques du DASH auprès de patients ayant subi un AVC. Beaucoup d’études ont été menées avec d’autres groupes. Cependant, cette revue de la littérature se concentre spécifiquement sur les propriétés psychométriques pertinentes pour les patients ayant subi un AVC. Lors de la publication, il y avait un article sur une conférence, mais aucune étude n’a été publiée concernant spécifiquement les patients ayant subi un AVC.

Effets de plancher/plafond

Aucune n’étude n’a documenté d’information sur les effets de plancher/plafond du DASH auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC. Le DASH ne démontre pas d’effets de plancher ou de plafond chez les patients avec des problèmes à l’épaule ou des problèmes combinés de l’épaule et du membre supérieur (Bot et al., 2004).

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la cohérence interne du DASH auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC. Cependant, les études menées auprès de groupes de patients présentant d’autres troubles du membre supérieur indiquent une excellente fidélité (voir : Atroshi et al., 2000 ; Bot et al., 2004 ; Veehof et al., 2002). Cependant, cela pourrait indiquer une redondance dans les items (Beaton et al., 2005).

Test-retest :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la fidélité test-retest du DASH auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC. Cependant, les études menées auprès de groupes de patients présentant d’autres troubles du membre supérieur indiquent une excellente fidélité test-retest (voir : Atroshi et al., 2000; Bot et al., 2004 ; Beaton et al., 2001).

Intra-juge :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la fidélité intra-juge du DASH auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC.

Inter-juges :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la fidélité inter-juges du DASH auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC.

Validité

Contenu :

Le DASH a été développé en deux étapes de génération d’items puis de réduction des items. La première étape de génération d’items a impliqué de demander les conseils d’un expert clinique, de faire une revue de 13 échelles de mesure pertinentes, ainsi que des groupes de discussion de patients pour identifier les items possibles. La deuxième étape de réduction des items a impliqué une révision préliminaire des items par trois experts du contenu, une révision secondaire par un groupe de 15 experts de la validité de contenu/apparente et de l’importance d’items, ainsi que le pré-test subséquent de l’outil sur 20 individus avec des difficultés au membre supérieur. Une réduction d’items plus poussée a été faite grâce à des analyses psychométriques et clinimétriques auprès de patients présentant des troubles du membre supérieur. Ces analyses incluent : (i) des essais sur le terrain dans une étude transversale auprès de 407 patients présentant des troubles variés du membre supérieur ; et (ii) l’évaluation de l’importance et des difficultés auprès d’un deuxième échantillon de 76 patients. Cela a mené au questionnaire de 30 items (Hudak et al., 1996 ; Marx et al., 1999).

Lannin et al. (2010) ont évalué la validité de contenu du DASH auprès d’un échantillon de 157 patients ayant subi un AVC. L’analyse du système de pointage original de l’échelle a révélé une structure désordonnée. Le modèle de mesure de Rasch a été utilisé pour transformer les pointages originaux en une mesure linéaire continue, ce qui a permis d’obtenir une conformité face aux attentes du modèle. Cette étude a également relevé que les 30 items originaux n’étaient pas appropriés pour l’usage en clinique, car très peu d’items étaient adaptés pour les patients les plus handicapés.

Franchignoni et al. (2010) ont investigué sur la dimensionnalité, les diagnostics de l’échelle de pointage, et l’ajustement du modèle du DASH (version italienne) auprès d’un échantillon de 238 patients présentant des troubles du membre supérieur (excluant les troubles dus à un AVC). Les auteurs ont remarqué que certains des items ne concernaient pas seulement le fonctionnement du membre supérieur (ex. item 9: Faire un lit; item 20: Déplacements – transports) et que les items mesuraient différents construits de la CIF (Incapacités, limitation des activités et restrictions dans la participation). Les auteurs ont noté que les patients étaient incapables d’utiliser de manière fiable l’échelle de pointage à 5 niveaux. L’analyse de facteurs a révélé trois construits sous-jacents : (i) le fonctionnement manuel (items 1-5,7-11,16-18, 20,21) ; (ii) l’étendue des mouvements possibles de l’épaule (items 6, 12-15,19) ; et (iii) les symptômes ainsi que les conséquences (items 22-30). Deux items (picotements et activités sexuelles) ont démontré un mauvais ajustement lors de l’analyse de Rash. Les résultats de cette étude identifient des problèmes à considérer lors de l’utilisation du DASH. Cependant, il est important de se rappeler que les patients ayant subi un AVC ont été exclus de l’échantillon de cette population.

Critère :

Concourante :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la cohérence interne du DASH auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC.

Prédictive :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la validité prédictive du DASH auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Lannin et al. (2010) ont fait une comparaison entre le DASH et un autre questionnaire d’auto-évaluation du fonctionnement du membre supérieur, ainsi qu’un outil observationnel d’évaluation des mouvements du membre supérieur auprès de 90 patients ayant subi un AVC. Les auteurs ont relevé des corrélations modérées entre les habiletés manuelles et la douleur (les données statistiques n’ont pas été documentées). Aucune autre étude n’a examiné la validité de construit du DASH auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC. Cependant, beaucoup d’études menées auprès de groupes de patients présentant d’autres troubles du membre supérieur ont relevé des corrélations allant d’adéquates à excellentes entre les construits du fonctionnement et de la douleur (voir : Atroshi et al., 2000 ; Beaton et al., 2001 ; Bot et al., 2004 ; Kirkley et al., 1998 ; Schmitt & Di Fabio, 2004 ; SooHoo et al., 2002 ; Turchin et al., 1998).

Groupes connus :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la validité des groupes connus du DASH auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC. Cependant, des études ont été menées auprès de groupes de patients présentant d’autres troubles du membre supérieur (voir : Beaton et al., 2001).

Sensibilité au changement

Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la sensibilité au changement du DASH auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC. Cependant, des études ont été menées auprès de groupes de patients présentant d’autres troubles du membre supérieur (voir : Beaton et al., 2001 ; Bot et al., 2004 ; MacDermid & Tottenham, 2004 ; Schmitt & Di Fabio, 2004).

Sensibilité et spécificité :
Aucune n’étude n’a documenté d’information sur la sensibilité et la spécificité du DASH auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC. Cependant, des études ont été menées auprès de groupes de patients présentant d’autres troubles du membre supérieur (voir : Beaton et al., 2001).

Références

  • Atroshi, I., Gummesson, C., Andersson, B., Dahlgren, E. & Johansson, A. (2000). The disabilities of the arm, shoulder and hand (DASH) outcome questionnaire: reliability and validity of the Swedish version evaluated in 176 patients. Acta Orthopaedica Scandinavica, 71(6), 613-8.
  • Beaton, D.E., Katz, J.N., Fossel, A.H., Wright, J.G., Tarasuk, V., & Bomardier, C. (2001). Measuring the whole or the parts? Validity, reliability, and responsiveness of the Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand outcome measure in different regions of the upper extremity. Journal of Hand Therapy, 14, 128-46.
  • Beaton, D.E., Wright, J.G., Katz, J.N., and the Upper Extremity Collaborative Group. (2005). Development of the QuickDASH: comparison of three item-reduction approaches. The Journal of Bone and Joint Surgery, 87-A(5), 1038-46.
  • Bot, S.D.M., Terwee, C.B., van der Windt, D.A.W.M., Bouter, L.M., Dekker, J., & de Vet, H.C.W. (2004). Clinimetric evaluation of shoulder disability questionnaires: a systematic review of the literature. Annals of the Rheumatic Diseases, 63, 335-41.
  • Franchignoni, F., Biordano, A., Sartorio, F., Vercelli, S., Pascariello, B., & Ferriero, G. (2010). Suggestions for refinement of the Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand outcome measure (DASH): a factor analysis and Rasch validation study. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 91, 1370-7.
  • Gummesson, C., Ward, M.M., & Atroshi, I. (2006). The shortened disabilities of the arm, shoulder and hand questionnaire (QuickDASH): validity and reliability based on responses within the full-length DASH. BMC Musculoskeletal Disorders, 7(44). doi:10.1186/1471-2474-7-44.
  • Hudak, P.L., Amadio, P.C., Bombardier, C., and the Upper Extremity Collaborative Group. (1996). Development of an upper extremity outcome measure: the DASH (Disabilities of the Arm, Shoulder, and Hand). American Journal of Industrial Medicine, 29, 602-8.
  • Kirkley, A., Griffin, S., McLintock, H., & Ng, L. The development and evaluation of a disease-specific quality of life measurement tool for shoulder instability: The Western Ontario Shoulder Instability Index (WOSI). The American Journal of Sports Medicine, 26(6), 764-72.
  • Lannin, N. McCluskey, A. Cusick, A. Ashford, S. Ross, L. (2010) Measuring function in everyday life: enhancing the Disabilities of the Arm Shoulder Hand questionnaire for use post-stroke. World Federation of Occupational Therapy, Santiago, Chile, May.
  • Lozano Calderon, S.A., Zurakowski, D., Davis, J.S., & Ring, D. (2010). Quantitative adjustment of the influence of depression on the Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand (DASH) questionnaire. Hand, 5, 49-55.
  • MacDermid, J.C. & Tottenham, V. (2004). Responsiveness of the Disabilities of the Arm, Shoulder and Hand (DASH) and patient-rated wrist/hand evaluation (PRWHE) in evaluating change after hand therapy. Journal of Hand Therapy, 17, 18-23.
  • Marx, R.G., Bombardier, C., Hogg-Johnson, S., & Wright, J.G. (1999). Clinimetric and psychometric strategies for development of a health measurement scale. Journal of Clinical Epidemiology, 52(2) 105-11.
  • Ring, D., Kadzielski, J., Fabien, L., Zurakowski, D., Malhotra, L.R., & Jupiter, J.B. (2006) Self-reported upper extremity health status correlates with depression. The Journal of Bone and Joint Surgery, 88-A(9), 1983-8).
  • Schmitt, J.S. & Di Fabio, R. (2004). Reliable change and minimum important difference (MID) proportions facilitated group responsiveness comparisons using individual threshold criteria. Journal of Clinical Epidemiology, 57, 1008-18.
  • SooHoo, N.F., McDonald, A.P., Seiler, J.G., & McGillivrary, G.R. (2002). Evaluation of construct validity of the DASH questionnaire by correlation to the SF-36. Journal of Hand Surgery, 27A, 537-41.
  • Turchin, D.C., Beaton, D.E. & Richards, R.R. (1998). Validity of observer-based aggregate scoring systems as descriptors of elbow pain, function and disability. The Journal of Bone and Joint Surgery, 80A(2), 154-62.
  • Veehof, M.M., Sleegers, E.J.A., van Veldhoven, N.H.M.J., Schuurman, A.H., & van Meeteren, N.L.U. (2002). Psychometric qualities of the Dutch language version of the Disabilities of the Arm, Shoulder, and Hand questionnaire (DASH-DLV). Journal of Hand Therapy, 15, 347-54.

Voir la mesure

Comment obtenir le DASH ?

Vous pouvez obtenir une copie du DASH sur le site www.dash.iwh.on.ca

Table des matières

Frenchay Arm Test (FAT)

Évidence révisées en date du 17-09-2012
Auteur(s)* : Katie Marvin, MPT
Éditeur(s) : Annabel McDermott, OT
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche

But

Le Frenchay Arm Test (FAT) est un outil mesurant le contrôle moteur et la dextérité du membre supérieur proximal durant l’exécution d’Activités de la vie quotidienne (AVQ) chez les patients avec des déficits causés par des troubles neurologiques. Le FAT est une mesure des limitations de l’activité spécifique au membre supérieur.

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Le Frenchay Arm Test (FAT) est un outil mesurant le contrôle moteur et la dextérité du membre supérieur proximal durant l’exécution d’Activités de la vie quotidienne (AVQ) chez les patients avec des déficits causés par des troubles neurologiques. Le FAT est une mesure des limitations de l’activité spécifique au membre supérieur.

Versions disponibles

Aucune typiquement documentée.

Caractéristiques de l’outil

Description des tâches :

Les clients s’assoient confortablement à table avec les mains sur les cuisses ; chaque item du test commence dans cette position. Les clients se font ensuite demander d’utiliser leur main affectée pour:

  • Stabiliser une règle pendant qu’ils tracent une ligne avec un crayon tenu par l’autre main. Pour passer, la règle doit être tenue fermement.
  • Prendre un cylindre (12 mm de diamètre, 5 cm de long), le placer sur le côté à approximativement 15 cm du bord de la table, le soulever d’environ 30 cm puis le replacer sans qu’il tombe.
  • Soulever un verre à moitié rempli d’eau qui est positionné à environ 15 à 30 cm du bord de la table, boire un peu d’eau puis replacer le verre sans renverser d’eau.
  • Retirer et replacer une épingle à linge sur un goujon en bois de 10mm de diamètre, de 15 cm de long placé sur une base de 10 cm, à une distance 15 à 30 cm du bord de la table. Il ne faut pas échapper l’épingle ou renverser le goujon.
  • Peigner ses cheveux (ou imiter le mouvement) : il faut peigner le haut, le long du derrière et le long de chaque côté de la tête.

Que considérer avant de commencer :

  • Avant d’administrer le FAT, le clinicien devrait s’assurer que le client est capable de comprendre le langage écrit ou parlé.
  • Le FAT a reçu des critiques selon lesquelles cet outil n’avait pas d’évaluations de la qualité du mouvement et de la performance (Koop, 1997). De plus, il a été noté que les clients réussissaient ou échouaient souvent tous les sous-tests ou presque, indiquant ainsi que le FAT ne serait peut-être pas sensible au changement (Hsieh, Hsueh, Chiang & Lin, 1998), surtout chez les clients qui avaient une meilleure performance de leur membre supérieur (Wade, et al., 1983).

Cotation et Interprétation du score :

Chaque item est coté comme réussi (=1) ou échoué (=0). Les scores totaux vont de 0 à 5.

Temps d’administration requis :

Le FAT prend approximativement trois minutes à administrer.

Exigence de formations :

Aucune typiquement documentée. Cependant, être familiarisé avec l’outil de mesure est recommandé.

Équipement :

  • Règle
  • Crayon
  • Cylindre (12mm de diamètre, 5 cm de long)
  • Verre (à moitié rempli d’eau)
  • Pince à linge
  • Goujon de bois (15mm)
  • Peigne à cheveux

Formes alternatives du FAT

Aucune typiquement documentée.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Les clients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Les clients qui ont de la difficulté avec le langage écrit et parlé.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible

  • Anglais
  • Français
  • Néerlandais

Sommaire

Que mesure l’outil ? Le FAT mesure le contrôle et la dextérité du membre supérieur proximal durant l’exécution de tâches fonctionnelles.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Le FAT peut être utilisé avec les clients ayant subi un AVC, mais son usage n’est pas limité à cette clientèle.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration Le FAT prend approximativement trois minutes à administrer.
Versions Il n’y a aucune version alternative du FAT.
Langues Anglais, Français et Néerlandais.
Propriétés psychométriques
Fidélité Intra-juge :
Une étude a examiné la fidélité intra-juge du FAT avec des clients ayant subi un AVC et a relevé une fidélité intra-juge allant d’adéquate à excellente.

Inter-juges :
Une étude a examiné la fidélité inter-juges du FAT avec des clients ayant subi un AVC et a relevé une excellente fidélité inter-juges.

Validité Sensibilité/Spécificité :
Deux études ont comparé la sensibilité du FAT avec celle du Nine-Hole Peg Test (NHPT) et ont relevé que le NHPT s’est avéré plus sensible que le FAT pour détecter le fonctionnement affecté du membre supérieur chez les clients ayant subi un AVC.
Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets de plancher/plafond du FAT chez les clients ayant subi un AVC.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Aucune étude n’a examiné la sensibilité au changement du FAT chez les clients ayant subi un AVC.
Acceptabilité

Le FAT a reçu des critiques selon lesquelles le test n’évaluait pas la qualité du mouvement et la performance (Kopp, 1997). De plus, il a été noté que les clients réussissaient ou échouaient tous les sous-tests ou presque, indiquant que le FAT ne serait peut-être pas sensible au changement (Hsieh, Hsueh, Chiang & Lin, 1998).

Le FAT est rapide à compléter et ne devrait pas produire de fatigue pour les patients.

Faisabilité Le FAT est court et facile à administrer et à coter.
Comment obtenir l’outil ? Pour plus d’informations concernant le FAT, il est possible de se référer à l’article de Parker, Wade & Langton Hewer (1986).

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques du Frenchay Arm Test (FAT) chez les clients ayant subi un AVC. Deux études ont été identifiées et sont examinées dans ce module. Plus d’études sont requises avant de déterminer les conclusions définitives concernant la fidélité et la validité du FAT.

Effets de plancher/plafond

Aucune étude n’a examiné les effets de plancher/plafond du FAT chez les clients ayant subi un AVC.

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du FAT chez les clients ayant subi un AVC.

Intra-juge :
Heller, Wade, Wood, Sunderland, Hewer, and Ward (1987) ont examiné la fidélité intra-juge du FAT, du Nine-Hole Peg Test (NHPT), de la vitesse de tapotement des doigts – Finger Tapping Rate (Lezak, 1983), et de la force du préhension – Grip Strength (Mathiowetz, Kashman, Volland, Weber, Dowe, & Rogers, 1985) chez 10 patients en phase subaiguë de récupération d’un AVC. Les participants ont été évalués à deux reprises dans un intervalle de 2 semaines par le même évaluateur. Dans cette étude, les résultats décrivent l’étendue de la fidélité des quatre mesures mentionnées ci-dessus, mais les valeurs pour chaque mesure individuelle n’ont pas été documentées. Les coefficients de corrélation rho de Spearman ont relevé une fidélité intra-juge allant d’adéquate à excellente (allant de r = 0,68 à 0,99 pour les quatre mesures).
Note : Même s’il est impossible de déterminer la valeur exacte pour la fidélité au FAT, toutes les valeurs étaient considérées comme adéquates à excellentes et statistiquement significatives, ce qui suggère que le FAT peut être fiable chez les clients ayant subi un AVC et qui sont stables.

Inter-juges :
Heller et al. (1987) ont examiné ont examiné la fidélité inter-juges du FAT, du Nine-Hole Peg Test (NHPT), de la vitesse de tapotement des doigts – Finger Tapping Rate (Lezak, 1983), et de la force du préhension – Grip Strength (Mathiowetz, Kashman, Volland, Weber, Dowe, & Rogers, 1985) chez 10 patients en phase subaiguë de récupération d’un AVC. Les participants ont été évalués à deux reprise à l’intérieur d’une semaine par deux évaluateurs. Les coefficients de corrélation rho de Spearman ont relevé une excellente fidélité inter-juges avec une étendue allant de r = 0,75 à 0,99 pour les quatre mesures.
Note : Dans cette étude, les valeurs individuelles pour chaque mesure n’étaient pas documentées. Même s’il est impossible de déterminer la valeur exacte de la fidélité du FAT, toutes les valeurs étaient considérées comme excellentes.

Test-retest :
Aucune étude n’a examiné la fidélité test-retest du FAT chez les clients ayant subi un AVC.

Validité

Contenu :

Aucune étude n’a examiné la validité de contenu du FAT chez les clients ayant subi un AVC.

Critère

Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante du FAT chez les clients ayant subi un AVC.

Prédictive :
Aucune étude n’a examiné la validité prédictive du FAT chez les clients ayant subi un AVC.

Validité de construit

Convergente/Discriminante :
Aucune étude n’a examiné la validité discriminante du FAT chez les clients ayant subi un AVC.

Groupes connus :
Aucune étude n’a examiné la validité des groupes connus du FAT chez les clients ayant subi un AVC.

Sensibilité/spécificité :
Heller et al. (1987) ont examiné la spécificité du FAT et du Nine Hole Peg Test (NHPT) chez 56 clients en phase chronique de récupération d’un AVC. Tous les clients qui obtenaient un score inférieur à 5/5 au FAT ont été correctement identifiés comme ayant une dextérité diminuée en utilisant les scores seuils normaux pour le NHPT. Cependant, 48 % des patients qui avaient obtenu un score de 5/5 au FAT cotaient sous la normale au NHPT. Ces résultats indiquent que le NHPT est plus sensible que le FAT pour détecter le fonctionnement diminué du membre supérieur chez les clients ayant subi un AVC.

Parker, Wade & Hewer (1986) ont comparé la spécificité du FAT et du Nine-Hole Peg Test (NHPT) chez 187 clients en phase subaiguë de récupération d’un AVC. Les participants qui arrivaient à placer avec succès les 9 chevilles sur la planche destinée à cet effet étaient séparés en deux groupes, ceux qui avaient complété le NHPT en moins de 19 secondes (n=37) et ceux qui avaient besoin de plus de 19 secondes (n=69). Pour le FAT, 114 participants ont obtenu un score de 5/5, 36 participants ont coté 0/5 et 33 participants ont coté entre les deux (1/5-4/5). Les chercheurs ont conclu que le NHPT est plus sensible que le FAT, parce que 13 pourcents des participants qui cotaient parfaitement au FAT plaçaient de moins 9 chevilles au NHPT alors que tous les participants qui avaient un score parfait au NHPT (9 chevilles placées en moins de 19 secondes) cotaient aussi 5/5 au FAT.

Sensibilité au changement

Aucune étude n’a examiné la sensibilité au changement du FAT chez les clients ayant subi un AVC.

Références

  • Heller, A., Wade, D.T., Wood, V.A., Sunderland, A., Langton Hewer, R., & Ward, E. (1987). Arm function after stroke: Measurement and recovery over the first three months. Journal of Neurology, Neurosurgery, and Psychiatry, 50, 714-719.
  • Hsieh, C-L., Hsueh, P. Chiang, F-M., & Lin, P-H. (1998). Inter-rater reliability and validity of the Action Research Arm Test in stroke patients. Age and Ageing, 27, 107-113.
  • Parker, V.M., Wade, D.T., & Langton Hewer, R. (1986). Loss of arm function after stroke: Measurement, frequency, and recovery. International Rehabilitative Medicine, 8, 69-73.
  • Wade, D.T., Langton-Hewer, R., Wood, V.A., Skilbeck, C.E., & Ismail, H.M. (1983). The hemiplegic arm after stroke: Measurement and recovery. Journal of Neurology, Neurosurgery and Psychiatry, 46, 521-524.

Voir la mesure

Pour plus d’informations concernant le FAT, il est possible de consulter l’article de Parker, Wade & Langton Hewer (1986).

Table des matières

Jebsen Hand Function Test (JHFT)

Évidence révisées en date du 17-09-2012
Auteur(s)* : Jennifer Vissers
Éditeur(s) : Annabel McDermott, OT ; Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

Le Jebsen Hand Function Test (JHFT) évalue la motricité fine et les activités fonctionnelles de la main, avec des charges lourdes et sans charges lourdes, lors de l’exécution d’activités de la vie quotidienne.

Revue détaillée

But de la mesure

Le Jebsen Hand Function Test (JHFT) est une mesure évaluative standardisée des capacités motrices fonctionnelles de la main (Hummel et al., 2005).

Versions disponibles

Le JHFT a été développé en 1969 par Jebsen, Taylor, Treischmann, Trotter et Howard (Cook, McCluskey & Bowman, 2006). Le JHFT est aussi appelée le Jebsen-Taylor Hand Function Test ou le Jebsen-Taylor Test of Hand Function.

Une version de 3 items (Modified Jebsen Hand Function, MJT) a été développée par Bovend’Erdt et al. (2004) pour mesurer la dextérité fonctionnelle globale chez les patients avec un handicap modéré unilatéral ou bilatéral au membre supérieur.

Une version australienne de 8 items a été développée par Agnew et Maas (1982). Elle est composée des 7 items originaux avec l’ajout d’un item de force de préhension, mesuré en utilisant le dynamomètre Jamar (Cook, McCluskey & Bowman, 2006).

Caractéristiques de la mesure

Items :

Le JHFT est constitué de 7 items qui mesure : (a) la motricité fine; (b) les tâches fonctionnelles avec charges lourdes; et (c) les tâches fonctionnelles sans charges lourdes (Jebsen et al., 1969) :

  • Écrire une courte phrase (24 lettres, difficulté de lecture de 3e année)
  • Retourner une carte de 3 x 5 pouces
  • Ramasser de petits objets communs
  • Simuler l’alimentation
  • Empiler des pions de jeux de dames
  • Ramasser de grosses boites de conserve légères
  • Ramasser de grosses boites de conserve lourdes.

Les lignes directrices relatives à l’administration précisent que le test débute avec la main non dominante (Jebsen et al., 1969). Des détails supplémentaires concernant les procédures d’administration du JHFT se retrouvent dans l’article original de Jebsen et al. (1969).

Les items du Modified Jebsen Hand Function Test (MJT) (Bovend’Erdt et al., 2004) :

  • Retourner 5 cartes
  • Empiler 4 cônes
  • Prendre 5 haricots rouges dans une cuillère, puis les mettre dans un bol (simulation de l’alimentation)

Cotation :

Chaque item est noté selon le temps pris pour accomplir la tâche. Les temps sont arrondis à la seconde près (Spinal Cord Injury Rehabilitation Evidence, 2010). Les scores des 7 items sont ensuite additionnés pour produire un score total. Jebsen et al. (1969) ont établi des normes auprès d’un échantillon de 300 sujets en santé de différents groupes d’âge (20-29 ans, 30-39 ans, 40-49 ans, 50-59 ans, 60-94 ans). À l’exception de l’écriture, tous les items ont pris moins de 10 secondes pour être exécutés. Voir Jebsen et al. (1969) pour les normes selon l’âge, le sexe et l’utilisation de la main (dominante/non dominante).

Ce qu’il faut considérer avant de commencer :

Il est nécessaire d’identifier la main dominante du patient avant de commencer le JHFT. Avec des patients ayant subi un AVC, il est recommandé de prendre en considération la ou les zones d’atteintes corticales, puisqu’un dommage aux aires du cerveau responsables du discours et de la fonction de langage peut affecter la réalisation de la tâche d’écriture (Celink et al., 2007). Avant de commencer la tâche d’écriture, il convient de rappeler aux individus d’utiliser des lunettes de lecture si cela est nécessaire (Jebsen et al., 1969).

Durée :

Le JHFT exige ente 15 et 45 minutes pour être complété.

Formation :

Aucune formation spécifique n’est nécessaire.

Équipements :

Le JHFT ne nécessite pas d’équipement standardisé, mais l’équipement suivant est utilisé (Jebsen et al., 1969) :

  • Une planche de bois (41 ½ pouces de long x 11 ¼ pouces de large x ¾ de pouces d’épaisseur)
  • Un stylo à bille
  • Des feuilles de papier sans lignes 8 x 11 pouces
  • Des fiches 5 x 8 pouces
  • Des fiches 3 x 5 pouces
  • Une boîte à café d’une livre
  • Des trombones d’un pouce
  • Une cuillère à café
  • 5 haricots rouges
  • 4 pions de jeu de dames en bois de grandeur standard
  • 5 boites de conserve vides # 303
  • 5 boîtes de conserve pleines (1 livre) # 303.

L’équipement de test peut être rassemblé par le clinicien ou être acheté comme une trousse d’évaluation préemballée auprès de fournisseurs, tels que :

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les clients avec des troubles neurologiques ou musculosquelettiques, par ex., un AVC, une lésion de la moelle épinière, de l’arthrite (Cook, McCluskey & Bowman, 2006).
  • L’évaluation a été administrée chez des clients de 8 ans et plus (Cook, McCluskey & Bowman, 2006).

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Les individus avec des troubles de la parole et du langage peuvent avoir de la difficulté à comprendre les instructions.
  • La tâche d’écriture peut être exclue pour les individus avec des difficultés de parole et de langage imputable à un AVC au niveau de l’hémisphère cérébral dominant (Beebe & Lang, 2009, 2007; Hummel et al., 2005).

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

  • Anglais
  • Portugais (Ferreiro, dos Santos & Conforto, 2010)

Sommaire

Que mesure l’outil ? La fonction de la main.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Le JHFT peut être utilisé avec les clients ayant subi un AVC, mais n’est pas limité à ceux-ci.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration 15-45 minutes
Versions
  • JHFT
  • Modified Jebsen Hand Function Test (MJT)
  • JHFT version australienne, version portugaise
Langues Anglais, portugais
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Une étude a relevé une excellente cohérence interne du JHFT (version portugaise), et une cohérence interne allant d’adéquate à excellente pour ses items individuels.

Test-retest :
Une étude a relevé une fidélité test-retest allant d’adéquate à excellente pour les items individuels du JHFT.

Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest pour le MJT.

Intra-juge :
Une étude a relevé une excellente fidélité intra-juge pour le JHFT (version portugaise).

Inter-juges :
Une étude a relevé une excellente fidélité inter-juges pour le JHFT (version portugaise) et pour ses items individuels.

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

Critère :
Concourante :
Deux études ont relevé une excellente corrélation entre le JHFT et des mesures de la force de préhension et la force de la pince, l’Action Research Arm Test, le Nine Hole Peg Test, et le domaine évaluant la Main de la Stroke Impact Scale.

Une étude a relevé une excellente corrélation entre le MJT et le Nine Hole Peg Test, et une corrélation adéquate avec des mesures de la force de préhension.

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

Construit :
Aucune étude n’a examiné la validité de construit du JHFT.

Une étude n’a relevé aucune différence significative sur les scores du JHFT (version portugaise) selon le niveau d’éducation ou la main dominante.

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets de plancher ou de plafond du JHFT.
Sensibilité/ Spécificité Aucune étude n’a examiné la sensibilité ou la spécificité du JHFT.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ?

Une étude a relevé une sensibilité au changement modérée pour le JHFT, de 1 à 3 mois post-AVC, et de 3 à 6 mois post-AVC.

Acceptabilité Le JHFT est constitué de tâches simples, familières et fonctionnelles. Il faut tenir compte des individus avec des difficultés de parole et de langage, qui peuvent avoir de la difficulté à comprendre les instructions et à exécuter la tâche d’écriture.
Faisabilité Le JHFT est facile à administrer et ne nécessite pas d’équipement standardisé.
Comment obtenir l’outil ?

L’information concernant l’administration du test est fournie dans :

Jebsen, R.H., Taylor, N., Trieschmann, R.B., Trotter, M.J., & Howard, L.A. (1969). An objective and standardized test of hand function. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 50(6), 311 – 319.

Des trousses de l’évaluation peuvent être achetées auprès de :

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été effectuée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du Jebsen Hand Function Test (JHFT). Bien que des études aient été menées avec d’autres groupes de patients, cette revue porte précisément sur les propriétés psychométriques relatives aux patients ayant subi un AVC. Au moment de la publication, cinq études ont été identifiées : trois relatives au JHFT, une pour le JHFT (version portugaise) et une pour le Modified Jebsen Hand Function Test (MJT).

Effets plancher/plafond

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

Fidélité

Cohérence interne :
Ferreiro, dos Santos & Conforto (2010) ont examiné la cohérence interne du JFHT (version portugaise) auprès d’un échantillon de 40 patients ayant subi un AVC en utilisant l’alpha de Cronbach, et a relevé une excellente cohérence interne. La cohérence interne des items individuels, calculée en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson et l’alpha de Cronbach, s’est avérée allant d’adéquate à excellente (écriture : r = 0,812, α = 0,844 ; retournement de cartes r = 0,857, α = 0,632 ; petits objets communs r = 0,657, α = 0,651 ; simulation de l’alimentation r = 0,813, α = 0,646 ; dames r = 0,712, α = 0,633; objets larges et légers r = 0,849, α = -0,681 ; objets larges et lourds r = 0,898, α = 0,687).

Test-retest :
Jebsen et al. (1969) ont examiné la fidélité test-retest du JHFT auprès d’un échantillon de 26 patients atteints de diverses affections du membre supérieur, y compris l’hémiparésie due à un accident vasculaire cérébral (n = 5), en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson. La fidélité test-retest des tâches individuelles s’est avérée allant d’adéquate à excellente (écriture : r = 0,67; 0,84; cartes : r = 0,91; 0,78; petits objets : r = 0,93; 0,85; simulation de l’alimentation : r = 0,92; 0,60; dames : r = 0,99; 0,91; objets larges et légers : r = 0,89; 0,67; objets larges et lourds : r = 0,89; 0,92; respectivement pour la main dominante et non dominante).

Bovend’Eerdt et al. (2004) ont examiné la fidélité test-retest du Modified Jebsen Hand Function Test (MJT) auprès d’un échantillon de 26 personnes atteintes de troubles neurologiques, notamment des AVC (n=12), de la sclérose en plaques (n=7), des traumatismes crâniens (n=4) et des tumeurs (n=3). Le délai moyen entre les administrations du test était de 9,6 jours. L’étude a relevé une excellente fidélité test-retest pour le MJT (r = 0,95), en utilisant le coefficient de corrélation de Pearson.

Intra-juge :
Ferreiro, dos Santos & Conforto (2010) ont examiné la fidélité intra-juge du JHFT (version portugaise) auprès d’un échantillon de 40 patients ayant subi un AVC, et ont relevé une excellente fidélité intra-juge (CCI = 0,997), en utilisant les coefficients de corrélation intraclasse.

Inter-juges :
Ferreiro, dos Santos & Conforto (2010) ont examiné la fidélité inter-juges du JHFT (version portugaise) auprès d’un échantillon de 40 patients ayant subi un AVC, en utilisant les coefficients de corrélation intraclasse (CCI), et ont relevé une excellente fidélité inter-juges (CCI = 1,0). La fidélité inter-juges des items individuels du JHFT s’est également avérée excellente (écriture, CCI = 0,999 ; retournement de cartes, CCI = 0,977 ; petits objets communs, CCI = 0,998 ; simulation de l’alimentation, CCI = 0,991 ; dames, CCI = 0,995 ; objets larges et légers, CCI = 0,988 ; objets larges et lourds, CCI = 0,991).

Validité

Contenu :

Aucune étude n’a examiné la validité de contenu du JHFT.

Critère :

Concourante :
Beebe & Lang (2009) ont examiné la validité concourante du JHFT en le comparant avec des mesures de la force de préhension et de la pince (mesurée à l’aide d’un dynamomètre), l’Action Research Arm Test (ARAT), le Nine Hole Peg Test (NHPT), et le domaine évaluant la Main de la Stroke Impact Scale (SIS-Main), auprès d’un échantillon de 33 patients ayant subi un AVC, et en utilisant les coefficients de corrélation de Spearman. Les mesures ont été administrées à 1, 3 et 6 mois post-AVC. Le JHFT a démontré une excellente corrélation avec la force de préhension (r = 0,79-0,81), la force de la pince (r = 0,60-0,79), l’ARAT (r = 0,87-0,95), le NHPT (0,84-0,97) et la SIS-Main (0,61-0,83), à tous les temps de mesure.
Note : Cette étude n’a pas utilisé la première tâche du JHFT (écrire une phrase) en raison de sa dépendance vis-à-vis la main dominante et du niveau d’éducation.

Beebe & Lang (2007) ont examiné la validité concourante du JHFT en le comparant avec des mesures de la force de préhension et de la pince (mesurée à l’aide d’un dynamomètre), l’Action Research Arm Test (ARAT), le Nine Hole Peg Test (NHPT), et le domaine évaluant la Main de la Stroke Impact Scale (SIS-Main), auprès d’un échantillon de 32 patients ayant subi un AVC, et en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson. Le JHFT a démontré une excellente corrélation avec l’ARAT (r = -0,89), la force de préhension (r = -0,76), la force de la pince (r = -0,68), le NHPT (r = -0,89), et la SIS-Main (r = -0,82).
Note : Cette étude n’a pas utilisé la première tâche du JHFT (écrire une phrase) en raison de sa dépendance vis-à-vis la main dominante et du niveau d’éducation.

Bovend’Eerdt et al. (2004) ont examiné la validité concourante du Modified Jebsen Hand Function Test (MJT) en le comparant avec l’University of Maryland Arm Questionnaire for Stroke (UMAQS), le Nine Hole Peg Test (NHPT), et avec la force de préhension (mesurée à l’aide d’un dynamomètre), auprès d’un échantillon de 26 personnes atteintes de troubles neurologiques, notamment des AVC (n=12), de la sclérose en plaques (n=7), des traumatismes crâniens (n=4) et des tumeurs (n=3). Les mesures ont été administrées à deux reprises (T1, T2), avec un délai moyen entre les administrations de 9,6 jours, et la validité concourante a été calculée en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson. Le MJT a démontré une excellente corrélation avec le NHPT (r = 0,86 et 0,88, respectivement au T1 et T2) et une corrélation adéquate avec la mesure de la force de préhension (r = 0,44, significatif seulement au T2). Aucune corrélation n’a été relevée entre le MJT et l’UMAQS, à aucun des temps de mesure.

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

Construit :

Aucune étude n’a examiné la validité de construit du JHFT.

Groupes connus :
Ferreiro et al. (2010) n’ont relevé aucune différence significative sur les scores du JHFT (version portugaise) selon le niveau d’éducation ou la main dominante auprès d’un échantillon de 40 patients ayant subi un AVC.

Sensibilité au changement

Beebe et Lang (2009) ont examiné la sensibilité au changement du JHFT chez un échantillon composé de 33 patients ayant subi un AVC, en utilisant une méthode de mesure de l’ampleur de l’effet (AE – Effect size) auprès d’une population unique. Des mesures ont été prises à 1, 3 et 6 mois post-AVC, période au cours de laquelle les participants ont reçu un programme de réadaptation habituel. Le JHFT a démontré une sensibilité au changement modérée de 1 à 3 mois après l’AVC (AE = 0,69) et de 3 à 6 mois après l’AVC (AE = 0,73).

Sensibilité & Spécificité :
Aucune étude n’a examiné la sensibilité ou la spécificité du JHFT.

Références

  • Beebe, J.A. & Lang, C.E. (2007). Relating movement control at 9 upper extremity segments to loss of hand function in people with chronic hemiparesis. Neurorehabilitation and Neural Repair, 21(3), 279 – 291.
  • Beebe, J.A. & Lang, C.E. (2009). Relationships and responsiveness of six upper extremity function tests during the first six months of recovery after stroke. Journal of Neurologic Physical Therapy, 33(2), 96-103.
  • Bovend’Erdt, T.J.H., Dawes, H., Johansen-Berg, H., & Wade, D.T. (2004). Evaluation of the Modified Jebsen Test of Hand Function and the University of Maryland Arm Questionnaire for Stroke. Clinical Rehabilitation, 18, 195-202
  • Celnik, P., Hummel, F., Harris-Love, M., Wolk, R., & Cohen, L. (2007). Somatosensory stimulation enhances the effects of training functional hand tasks in patients with chronic stroke. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 88, 1369-76.
  • Cook, C., McCluskey, A., & Bowman, J. (2006). Jebsen Test of Hand Function. Penrith South, NSW: University of Western Sydney. Retrieved from http://www.maa.nsw.gov.au/default.aspx?MenuID=376
  • Duncan, P., Richards, L., Wallace, D., Stoker-Yates, J., Pohl, P., Luchies, C., Ogle, A., & Studenski, S. (1998). A randomized, controlled pilot study of a home-based exercise program for individuals with mild and moderate stroke. Stroke, 1998(29), 2055-2060.
  • Ferreiro, K.N., dos Santos, R.L., & Conforto, A.B. (2010). Pyschometric properties of the Portuguese version of the Jebsen-Taylor test for adults with mild hemiparesis. Revista Brasileira de Fisioterapia (Brazilian Journal of Physiotherapy), 14(5), 377-81.
  • Jebsen, R.H., Taylor, N., Trieschmann, R.B., Trotter, M.J., & Howard, L.A. (1969). An objective and standardized test of hand function. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 50(6), 311 – 319.
  • Hummel, F., Celnik, P., Giraux, P., Floel, A., Wu, W., Gerloff, C., & Cohen, L. (2005). Effects of non-invasive cortical stimulation on skilled motor function in chronic stroke. Brain, 2005(128), 490-9.
  • Poole, J. (2003). Measures of Adult Hand Function: Arthritis Hand Function Test (AHFT), Grip Ability Test (GAT), Jebsen Test of Hand Function, and The Rheumatoid Hand Functional Disability Scale (The Duruöz Hand Index [DHI]). Arthritis and Rhematism (Arthritis Care and Research), 49(5S), S59-66.
  • Spinal Cord Injury Rehabilitation Evidence. (2010). Jebsen Hand Function Test. Retrieved from http://www.scireproject.com/outcome-measures/jebsen-hand-function-test
  • Wu, C., Seo, H., & Cohen, L. (2006). Influence of electric somatosensory stimulation on paretic-hand function in chronic stroke. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 87, 351-7.

Voir la mesure

Comment obtenir le JHFT ?

Les instructions d’administration sont publiées dans Jebsen, R.H., Taylor, N., Trieschmann, R.B., Trotter, M.J., & Howard, L.A. (1969). An objective and standardized test of hand function. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 50(6), 311 – 319.

Bien que le JHFT ne nécessite pas d’équipement standardisé, des trousses d’évaluation peuvent être achetées auprès de :

Table des matières

Leeds Adult Spasticity Impact Scale (LASIS)

Évidence révisées en date du 13-06-2012
Auteur(s)* : Annabel McDermott, OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

La Leeds Adult Spasticity Impact Scale (LASIS) est une mesure de la fonction passive du bras, appropriée pour les patients avec de la spasticité, et peu ou pas de mouvement au niveau du membre supérieur.

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 Leeds Adult Spasticity Impact Scale (LASIS) est une mesure de la fonction passive du bras qui est administrée au patient ou au soignant par une interview semi-structurée. Elle est constituée de 12 items de faible difficulté qui évaluent le rendement lors de l’exécution de tâches de la vie quotidienne dans l’environnement naturel de l’individu. La LASIS est utile pour les patients avec peu ou pas de mouvement ou de fonction du membre supérieur, et avec des problèmes d’autonomie au niveau du membre supérieur (Ashford et al., 2008).

Versions disponibles

La LASIS a initialement été publiée comme la Patient Disability and Carer Burden Scale par Bhakta et al. (1996), qui incluaient 8 items relatifs au patient et 4 items relatifs au soignant (Bhakta et al., 2000). Les quatre items relatifs au soignant ont été exclus de la version actuelle de la LASIS.

Caractéristiques de la mesure

Items :

La LASIS est constituée de 12 items qui mesurent la fonction passive et la fonction active de faible intensité.

Items de fonction passive :

  1. Nettoyer la paume (main affectée)*
  2. Couper les ongles (main affectée)*
  3. Nettoyer le coude affecté*
  4. Nettoyer l’aisselle affectée*
  5. Nettoyer le coude non affecté*
  6. Mettre un bras dans une manche de manteau*
  7. Difficulté de mettre un gant
  8. Difficulté de rouler dans le lit
  9. Faire des exercices de physiothérapie au bras*

Items de fonction active :

  1. Difficulté de conserver l’équilibre en position debout*
  2. Difficulté de conserver l’équilibre en marchant*
  3. Tenir un objet de façon stable, utiliser l’autre main (pot)

* Items initialement inclus dans la Patient Disability and Carer Burden Rating Scale (Bhakta et al., 2000).

Cotation :

Les items sont notés entre 0 et 4 selon les critères suivants :

  • 0 = Pas de difficulté
  • 1 = Un peu de difficulté
  • 2 = Difficulté modérée
  • 3 = Beaucoup de difficulté
  • 4 = Incapacité à accomplir l’activité.

Le score total est calculé comme la somme des scores individuels, divisé par le nombre total de questions qui ont été répondues. Ce résultat, dans un score total entre 0 et 4, représente le handicap ou la charge du soignant (Ashford et al., 2008).
Note : Puisque le score total ne dépend pas des réponses aux 12 items, il se peut que cela ne reflète pas le handicap réel ou la fonction réelle de la main (Ashford et al., 2008).

Description des tâches

La LASIS est administrée par une interview semi-structurée avec le patient ou le soignant en ce qui concerne l’exécution de tâches par le patient au cours des 7 derniers jours.

Durée :

La LASIS prend environ 10 minutes pour être administrée (Ashford et al., 2008).

Formation :

La LASIS devrait être administrée par un clinicien (Ashford et al., 2008).

Équipements :

De l’équipement, tel qu’un pot, peut être nécessaire pour valider les réponses.

Versions alternatives de la Leeds Adult Spasticity Impact Scale

Aucune version alternative de la LASIS n’a été documentée.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les patients avec de la spasticité, incluant les patients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • N’a pas été documenté.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Aucune traduction n’a été documentée.

Sommaire

Que mesure l’outil ? La fonction passive et la fonction active de faible intensité du membre supérieur.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Les patients avec de la spasticité au membre supérieur, incluant les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration 10 minutes
Versions La LASIS a initialement été publiée comme la Patient Disability and Carer Burden Scale, qui incluait quatre items au niveau de l’habillement et des soins d’apparence qui ont été exclus de la version actuelle de la LASIS.
Langues Aucune traduction n’a été documentée.
Propritétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne de la LASIS.

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

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

Inter-juges :
Aucune étude n’a examiné la fidélité inter-juges de la LASIS.

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

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

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

Construit :
Convergente/Discriminante :
Aucune étude n’a examiné la validité convergente/discriminante de la LASIS.

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

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets de plancher ou de plafond de la LASIS.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Aucune étude n’a examiné la sensibilité de la LASIS chez les patients ayant subi un AVC.
Acceptabilité La LASIS est utile pour les patients avec peu ou pas de mouvement ou de fonction du membre supérieur.
Faisabilité Il existe une charge administrative en raison du calcul du score total, mais le calcul n’est pas complexe.
Comment obtenir l’outil ? Information à venir

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques de la Leeds Adult Spasticity Impact Scale (LASIS). Au moment de la publication, aucune étude n’a documenté les propriétés psychométriques de la LASIS auprès de la population ayant subi un AVC.

Effets plancher/plafond

Bien qu’aucune étude n’ait étudié les effets de plancher ou de plafond de la LASIS auprès d’une population ayant subi un AVC, il est possible de s’attendre à ce qu’un effet de plancher existe lorsque la LASIS est utilisée avec des patients très autonomes, en raison de la relation hiérarchique des items (Ashford et al., 2008).

Fidélité

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

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

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

Inter-juges :
Aucune étude n’a examiné la fidélité inter-juges de la LASIS.

Validité

Contenu :

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

Critère :

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

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

Construit :

Convergente/Discriminante :
Aucune étude n’a examiné la validité convergente/discriminante de la LASIS.

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

Sensibilité au changement

Aucune étude n’a examiné la sensibilité au changement de la LASIS.

Sensibilité et spécificité :
Aucune étude n’a examiné la sensibilité ou la spécificité de la LASIS.

Références

  • Ashford, S., Slade, M., Malaprade, F., & Turner-Stokes, L. (2008). Evaluation of functional outcome measures for the hemiparetic upper limb: A systematic review. Journal of Rehabilitation Medicine, 40, 787-95.
  • Bhakta, B.B., Cozens, J.A., Chamberlain, M.A., & Bamford, J.M. (2000). Impact of botulinum toxin type A on disability and carer burden due to arm spasticity after stroke: a randomised double blind placebo controlled trial. Journal of Neurological Neurosurgery and Psychiatry, 69, 217-21.

Voir la mesure

Comment obtenir la LASIS ?

Pour plus d’information, cliquez ici.

Table des matières

Motor Activity Log (MAL)

Évidence révisées en date du 28-03-2019
Auteur(s)* : Annabel McDermott, OT
Version française en traduction libre : Gabriel Plumier
Cohérence du contenu et de la traduction : Gabriel Plumier

But

Le Motor Activity Log (MAL) est une mesure subjective de la performance fonctionnelle du membre supérieur d’une personne dans sa vie réelle. Le MAL est administré lors d’une entrevue semi-structurée pour déterminer a) dans quelle mesure et b) de quelle façon la personne utilise son membre supérieur à son domicile (Ashford et al., 2008, Li et al., 2012; Simpson & Eng, 2013).

Revue détaillée

But de l’outil

Le Motor Activity Log (MAL) a été élaboré par Taub et al. (1993) comme une mesure subjective de la performance fonctionnelle du membre supérieur d’une personne dans la vie réelle. Le MAL est administré lors d’une entrevue semi-structurée pour déterminer (a) dans quelle mesure (Quantité d’utilisation – QU) et (b) de quelle façon la personne utilise son membre supérieur (Qualité de mouvement – QM) à son domicile (Ashford et al., 2008, Li et al., 2012 ; Simpson & Eng, 2013).

Versions disponibles

Il existe quatre versions du MAL-30 original, selon le nombre d’items.

  • MAL-14 : contient des items unilatéraux et simples, pour détecter les changements chez les personnes dont la fonction du bras est limitée.
  • MAL-26 : contient les mêmes items que le MAL-14 ainsi que 11 items supplémentaires, et 1 item optionnel choisi par le patient ; cette version comprend certaines tâches bilatérales.
  • MAL-28 : contient les mêmes items que le MAL-14 et le MAL-26, ainsi que des items supplémentaires qui questionnent le mouvement d’atteindre et la force.
  • MAL-12 : une version abrégée du MAL-28 (Ashford et al., 2008).

D’autres adaptations du MAL comprennent :

  • Graded Motor Activity Log (Morera Silva et al., 2018)
  • Lower-Functioning Motor Activity Log (LF-MAL)
  • Lower-Extremity Motor Activity Log
  • Pediatric Motor Activity Log – Revised

Caractéristiques de la mesure

Le MAL se compose de deux échelles :

(i) Échelle de la Quantité d’utilisation (QU) – la quantité d’utilisation du bras parétique par la personne; et

(ii) Échelle de la Qualité du mouvement (QM) – la qualité perçue du mouvement du patient pendant qu’il exécute une activité fonctionnelle (Ashford et al., 2008).

L’échelle MAL-QM incorpore des composantes de la quantité d’utilisation du bras et s’est avérée plus fiable que l’échelle MAL-QU ; elle peut donc être utilisée indépendamment (Uswatte & Taub, 2005).

Items :

Items du MAL-30 original

  1. Allumer une lumière à l’aide d’un interrupteur
  2. Ouvrir un tiroir
  3. Retirer un article d’un tiroir
  4. Décrocher le téléphone
  5. Essuyer un comptoir de cuisine ou toute autre surface
  6. Sortir de la voiture
  7. Ouvrir un réfrigérateur
  8. Ouvrir une porte en tournant la poignée
  9. Utiliser une télécommande de téléviseur
  10. Se laver les mains
  11. Ouvrir/fermer l’eau à l’aide d’un robinet
  12. Se sécher les mains
  13. Mettre des chaussettes
  14. Enlever des chaussettes
  15. Mettre des chaussures
  16. Enlever des chaussures
  17. Se lever d’une chaise avec accoudoirs
  18. Tirer une chaise loin de la table avant de s’asseoir
  19. Tirer une chaise vers la table après s’être assis
  20. Prendre un verre, une bouteille, un gobelet ou une canette
  21. Se brosser les dents
  22. Appliquer du maquillage, de la lotion ou de la crème à raser sur le visage
  23. Utiliser une clé pour déverrouiller une porte
  24. Écrire sur du papier
  25. Transporter un objet dans la main
  26. Utiliser une fourchette ou une cuillère pour manger
  27. Se peigner les cheveux
  28. Prendre une tasse par la poignée
  29. Boutonner une chemise
  30. Manger un demi-sandwich ou des amuse-gueules

Items supplémentaires du MAL-45

  • Retirer des billets d’un portefeuille
  • Sortir des pièces individuelles d’une poche ou d’un sac à main
  • Retirer les clés d’une poche ou d’un sac à main
  • Utiliser une fermeture éclair
  • Verser du liquide d’une bouteille
  • Boucler une ceinture
  • Ouvrir la capsule d’une canette de boisson
  • Retirer le capuchon d’une bouteille de médicament
  • Appuyer sur une touche de clavier
  • Utiliser un clavier/ordinateur
  • Mettre ou retirer une montre bracelet
  • Mettre des lunettes
  • Pomper un distributeur de savon
  • Glisser une carte de crédit ou une carte de débit
  • Régler un climatiseur ou un système de chauffage d’une maison ou d’un hôtel

Items du MAL-12 :

  1. Décrocher le téléphone
  2. Ouvrir une porte en tournant la poignée de porte
  3. Manger un demi-sandwich ou des amuse-gueules
  4. Ouvrir/fermer l’eau à l’aide d’un robinet
  5. Prendre un verre
  6. Prendre une brosse à dents et se brosser les dents
  7. Utiliser une clé pour déverrouiller une porte
  8. Rédiger une lettre sur un clavier
  9. Utiliser une mémoire amovible pour ordinateur
  10. Prendre une fourchette ou une cuillère, l’utiliser pour manger
  11. Prendre une tasse par la poignée
  12. Transporter un objet d’un endroit à l’autre

Items du MAL-14 :

  1. Passer le bras à travers la manche d’un manteau
  2. Se tenir droit en position debout
  3. Transporter un objet d’un endroit à l’autre
  4. Prendre une fourchette ou une cuillère, l’utiliser pour manger
  5. Se peigner les cheveux
  6. Prendre une tasse par la poignée
  7. Faire de l’artisanat/jouer aux cartes
  8. Tenir un livre pour la lecture
  9. Utiliser une serviette pour se sécher le visage ou toute autre partie du corps
  10. Prendre un verre
  11. Prendre une brosse à dents et se brosser les dents
  12. Se raser / se maquiller
  13. Utiliser une clé pour ouvrir une porte
  14. Rédiger une lettre sur un clavier

Le MAL-26 comprend les 14 items du MAL-14, ainsi que les items suivants:

  1. Verser du café/thé
  2. Peler des fruits et des pommes de terre
  3. Composer un numéro sur un clavier de téléphone
  4. Ouvrir/fermer une fenêtre
  5. Ouvrir une enveloppe
  6. Sortir de l’argent d’un portefeuille ou d’un sac à main
  7. Boutonner un vêtement
  8. Déboutonner un vêtement
  9. Ouvrir une fermeture éclair
  10. Fermer une fermeture éclair
  11. Se tailler les ongles (main affectée)
  12. Autre activité optionnelle

Items du MAL-28 :

  1. Allumer une lumière à l’aide d’un interrupteur
  2. Ouvrir un tiroir
  3. Retirer un vêtement d’un tiroir
  4. Décrocher le téléphone
  5. Essuyer le comptoir de la cuisine
  6. Sortir de la voiture
  7. Ouvrir la porte du réfrigérateur
  8. Ouvrir une porte en tournant la poignée de porte
  9. Utiliser une télécommande de téléviseur
  10. Se laver les mains
  11. Ouvrir/fermer l’eau à l’aide d’un robinet
  12. Se sécher les mains
  13. Mettre des chaussettes
  14. Retirer des chaussettes
  15. Mettre des chaussures
  16. Retirer des chaussures
  17. Se lever d’une chaise avec des accoudoirs
  18. Tirer une chaise loin de la table avant de s’asseoir
  19. Tirer une chaise vers la table après s’être assis
  20. Prendre un verre
  21. Prendre une brosse à dents et se brosser les dents
  22. Utiliser une clé pour déverrouiller une porte
  23. Se tenir droit en position debout
  24. Transporter un objet d’un endroit à l’autre
  25. Se peigner les cheveux
  26. Prendre une tasse par la poignée
  27. Utiliser des boutons sur des vêtements (chemise, pantalon)
  28. Mangez un demi-sandwich ou des amuse-gueules

Pour chaque question, il est demandé à la personne si elle a tenté d’exécuter cette activité au cours des sept derniers jours, et on lui attribue la note pertinente en fonction de sa réponse. L’examinateur peut vérifier la réponse en la reformulant à l’individu (Uswatte & Taub, 2005). Le MAL peut également être utilisé avec des proches aidants.

Cotation :

Le MAL est administré lors d’une entrevue semi-structurée et les items sont cotés en fonction de la performance du patient pour chaque tâche exécutée au cours des 7 derniers jours ; le MAL-28 peut également être utilisé pour coter la performance des patients lors de l’exécution de tâches réalisées au cours des 3 derniers jours (Ashford et al., 2008 ; Uswatte & Taub, 2005).

Le MAL se cote sur une échelle ordinale de 6 points, bien que les patients puissent se voir attribuer un demi-point, ce qui donne une échelle de Likert de 11 points, avec des définitions d’ancrage précises à 6 points (Uswatte et Taub, 2005) :

Cotation de l’échelle Quantité d’utilisation

  • 0 : Jamais – Le bras le plus faible n’a pas du tout été utilisé pour cette activité.
  • 1 : Très rarement – Utilise occasionnellement le bras le plus faible, mais seulement très rarement.
  • 2 : Rarement – Utilise parfois le bras le plus faible, mais faisait l’activité la plupart du temps avec le bras le plus fort.
  • 3 : Demi pré-AVC – Utilise le bras le plus faible environ la moitié moins qu’avant l’AVC.
  • 4 : Trois quarts pré-AVC – Utilise le bras le plus faible presque autant qu’avant l’AVC.
  • 5 : Idem – Utilise le bras le plus faible aussi souvent qu’avant l’AVC.

Cotation de l’échelle Qualité du mouvement

  • 0 : Jamais – Le bras le plus faible n’a pas du tout été utilisé pour cette activité.
  • 1 : Très rarement – Le bras le plus faible a été bougé pendant l’activité, mais n’a pas été très utile.
  • 2 : Rarement – Le bras le plus faible a été d’une certaine utilité pendant l’activité, mais il avait besoin de l’aide du bras le plus fort, cependant il a été bougé très lentement ou avec difficulté.
  • 3 : Acceptable – Le bras le plus faible a été utilisé pour cette activité, mais les mouvements ont été lents ou n’ont été faits qu’avec un certain effort.
  • 4 : Presque normal – Les mouvements effectués par le bras le plus faible pour l’activité ont été presque normaux, mais pas aussi rapides ou précis que la normale.
  • 5 : Normal – La capacité d’utiliser le bras le plus faible pour cette activité a été aussi bonne qu’avant l’AVC.

Les scores totaux de l’échelle (scores sommaires) sont la moyenne des notes des items.

Ce qu’il faut considérer avant de commencer :

Le MAL est sujet à un biais d’expérimentation et à la capacité du patient de se souvenir avec précision de l’utilisation du membre supérieur (Page et Levine, 2003 ; Uswatte et Taub, 2005).

Ashford et al. (2008) ont noté une relation inadéquate entre les scores globaux/items et la signification qualitative, ainsi qu’une Différence minimale cliniquement importante peu claire.

Taub et Uswatte (2000) ont discuté de l’utilisation du MAL comme mesure des résultats dans les recherches portant sur la Thérapie par contrainte induite du mouvement (TCIM) et recommandent un seuil limite de cotation supérieure de 2,5 au MAL-QU, car l’effet de l’AVC peut imposer une limite physiologique supérieure au degré d’amélioration qui peut être obtenu. Les auteurs notent également que les personnes dont le score est supérieur à 2,5 ne démontrent pas d’apprentissage par non-utilisation, ce qui est l’objectif visé par la TCIM.

Temps :

Toutes les versions du MAL sont administrées lors d’un entretien structuré avec le patient et/ou le proche aidant et nécessitent plus de 10 minutes pour être administré. (Ashford et al., 2008).

Formation :

Le MAL peut être administré par des professionnels de la santé qui ont examiné le manuel et la documentation.

Équipement :

Instruments d’évaluation et crayon.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Le MAL convient aux adultes et aux personnes âgées qui ont subi un AVC et à leurs proches aidants. Il peut être utilisé dans les phases subaiguës et chroniques de récupération post-AVC.

Ne doit pas être utilisé avec :

Non spécifié.

  • Le MAL est souvent utilisé pour mesurer les résultats à la suite d’une Thérapie par contrainte induite du mouvement (TCIM – Li et al., 2012 ; Page, 2003). Le MAL est couramment utilisé en recherche conjointement avec le Wolf Motor Function Test, la Fugl-Meyer Assessment ou l’Action Research Arm Test (Santisteban et al., 2016 ; Simpson & Eng, 2013).

Langues disponibles

  • Brésilien-Portugais (Saliba et al., 2011)
  • Anglais
  • Allemand (Khan et al., 2013)
  • Portugais (Pereira et al., 2011)
  • Traduction turc et adaptation culturelle (Cakar et al., 2010).

Sommaire

Que mesure l’outil ? La performance fonctionnelle du membre supérieur dans la vie réelle.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Les individus qui ont subi un AVC et leurs proches aidants.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Quels domaines de la CIF mesure l’outil ? Activité/participation
Temps d’administration requis 20 minutes
Versions
  • MAL-30
  • MAL-28
  • MAL-26
  • MAL-14
  • MAL-12
  • Graded Motor Activity Log
  • Lower-Functioning Motor Activity Log (LF-MAL)
  • Lower-Extremity Motor Activity Log
  • Pediatric Motor Activity Log – Revised
Langues Brésilien-Portugais, Anglais, Allemand, Portugais, Turc.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
– MAL-14 : Deux études ont relevé une excellente cohérence interne.
– MAL : Une étude a relevé une excellente cohérence interne ; une étude a relevé une excellente cohérence interne chez les patients présentant une hémiparésie légère à modérée et une cohérence interne allant d’adéquate à excellente chez les patients présentant une hémiparésie sévère.
– MAL-28 (turc) : Une étude a relevé une excellente cohérence interne.
– MAL-30 (allemand) : Une étude a relevé une excellente cohérence interne.
– Grade 4/5 MAL : Une étude a relevé une excellente cohérence interne.

Test-retest :
– MAL-14 : Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest ; une étude a relevé une fidélité test-retest allant d’adéquate à excellente.
– MAL : Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest ; une étude a relevé une fidélité test-retest allant d’adéquate à excellente.
– MAL-28 (turc) : Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest.
– MAL-28 (Brésil) : Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest.
– MAL-28 (Brésil) : Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest.
– MAL-45 : Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest.
– Grade 4/5 MAL : Une étude a relevé une excellente fidélité test-retest.

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

Inter-juges :
MAL-14 : Une étude a relevé une fidélité inter-juges adéquate.

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

Critère :
Concourante :
– MAL-14 : Une étude a relevé d’excellentes corrélations avec une évaluation avec un accéléromètre.
– MAL : Trois études ont relevé une excellente corrélation avec le domaine évaluant la Fonction de la main de la Stroke Impact Scale (SIS); des corrélations adéquates avec le Box and Block Test, l’Action Research Arm Test et le Frenchay Activities Index ; des corrélations allant de faibles à adéquates avec la SIS, la Stroke-Specific Quality of Life Scale, la Nottingham Extended ADL Scale ; et des corrélations faibles avec le Nine Hole Peg Test.
– MAL-30 (allemand) : Une étude a relevé d’excellentes corrélations négatives avec la sous-échelle évaluant le Temps de performance du Wolf Motor Function Test ; d’excellentes corrélations avec la sous-échelle évaluant la Capacité fonctionnelle du Wolf Motor Function Test, la force de préhension, les sous-échelles Bras et Main de la Chedoke McMaster Stroke Assessment et la force isométrique.
– MAL-45 : Une étude a relevé d’excellentes corrélations avec l’Abilhand.

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

Construit :
– MAL-14 : Une étude a relevé d’excellentes corrélations entre les scores de changement des patients et de leurs proches aidants des échelles QU et QM ; une étude a relevé une excellente corrélation entre les échelles QU et QM.
– MAL : Une étude a relevé une excellente corrélation entre les échelles QU et QM ; une étude a relevé une corrélation adéquate entre les échelles QU et QM ; une étude a effectué une analyse des items et a retiré deux items en raison des faibles corrélations items/score total et des coefficients de fidélité ; une étude a effectué une analyse d’ajustement des items et une analyse des principales composantes.
– MAL (Brésil) : Une étude a relevé une excellente corrélation entre les échelles QU et QM.
– MAL-30 (allemand) : Une étude a relevé d’excellentes corrélations entre les échelles QU et QM.
– MAL-28 (turc) : Une étude a relevé une excellente corrélation entre les échelles QU et QM.
– LF-MAL : Une étude a relevé une corrélation adéquate entre les échelles QU et QM.

Convergente/Discriminante :
MAL-14 : Trois études ont relevé d’excellentes corrélations avec l’Action Research Arm Test, une évaluation avec un accéléromètre et le Simple Test for Evaluating Hand Function (STEF).
– MAL : Sept études ont relevé d’excellentes corrélations avec l’Actual Amount of Use Test, le WMFT ; des corrélations allant d’adéquates à excellentes avec une évaluation par un accéléromètre, la sous-échelle Fonction de la main de la SIS 2.0, la sous-échelle Membre supérieur de la Fugl Meyer Assessment ; des corrélations adéquates avec l’ARAT, la sous-échelle Membre supérieur de la Motor Assessment Scale, le 16 Hole Peg Test, la force de préhension et le domaine Physique de la SF-36 ; des corrélations allant de faibles à adéquates avec les rapports d’accélération du bras moins affecté ; et de faibles corrélations avec la sous-échelle Mobilité de la SIS 2.0.
– MAL-28 (turc) : Une étude a relevé d’excellentes corrélations avec le WMFT-HA ; des corrélations négatives adéquates avec le WMFT-TP.
– MAL (Brésil) : Une étude a relevé des corrélations adéquates avec la force de préhension du bras le plus affecté.

Groupes connus :
MAL : Une étude a noté que les corrélations avec une évaluation par un accéléromètre se sont avérées plus fortes chez les patients présentant une parésie du bras dominant vs. une parésie du bras non dominant.

Effets plancher/plafond – Les effets de plancher sont évidents lorsqu’il s’agit de détecter des changements lors de l’exécution de tâches fonctionnelles passives et de niveau inférieur.
– Une étude a relevé de modestes effets de plancher lorsque le MAL-28 a été administré à des patients présentant une récupération motrice du membre supérieur aux stades III et plus de Brunnstrom ; et de modestes effets de plancher lorsque le LF-MAL a été administré aux patients présentant une récupération motrice du membre supérieur aux stades III et moins de Brunnstrom.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Le MAL ne peut être utilisé pour détecter les changements.
Acceptabilité Le MAL reflète les performances fonctionnelles réelles. Il est simple à utiliser et non invasif à administrer.
Faisabilité Le MAL est un outil gratuit qui ne nécessite aucun équipement supplémentaire. Il peut être administré en milieu clinique ou au domicile du patient. Aucune formation supplémentaire n’est requise.
Comment obtenir l’outil ? Cliquer ici pour avoir accès au manuel du Motor Activity Log (en anglais seulement).

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de la littérature a été effectuée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du MAL. Vingt-six études ont été identifiées, dont la plupart incluaient des patients en phase chronique de récupération post-AVC. Cette revue comprend différentes versions du MAL : la version originale MAL-30, le MAL-28, le MAL-14, le MAL-45, le LF-MAL, le Grade 4/5 MAL et les versions turque, brésilienne et allemande.

Effets plancher/plafond

Chuang et al. (2017) ont examiné les effets plancher/plafond du MAL à 30 items auprès d’un échantillon de 403 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Le MAL a été administré à des patients présentant une récupération motrice du membre supérieur proximal et distal aux stades III et plus de Brunnstrom. Les résultats ont démontré de modestes effets de plancher au sein de cette cohorte, où 17,3 % des participants ont obtenu des scores minimaux sur le MAL.

Chuang et al. (2017) ont examiné les effets plancher/plafond du LF-MAL auprès d’un échantillon de 134 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Le LF-MAL a été administré à des patients présentant une récupération motrice du membre supérieur proximal et distal aux stades III et moins de Brunnstrom. Les résultats ont démontré de modestes effets de plancher au sein de cette cohorte, où 16,4 % des participants ayant obtenu des scores minimaux sur le LF-MAL.

Fidélité

Cohérence interne :
van der Lee et al. (2004) ont examiné la cohérence interne du MAL-14 auprès d’un échantillon de 56 patients en phase chronique de récupération post-AVC, en utilisant le coefficient alpha de Cronbach. La corrélation entre les items s’est avérée excellente pour le MAL-QU (a = 0,87) et le MAL-QM (a = 0,90). Les limites de concordance variaient de -0,70 à 0,85 pour le MAL-QU et de -0,61 à 0,71 pour le MAL-QM, ce qui indique une reproductibilité suffisante pour détecter un changement individuel d’environ 12 à 15% de l’étendue de l’échelle.

Uswatte et al. (2005b) ont examiné la cohérence interne du MAL-14 auprès d’un échantillon de 41 patients en phase chronique de récupération post-AVC et leurs proches aidants, en utilisant le coefficient alpha de Cronbach. La corrélation entre les items s’est avérée excellente pour les patients MAL-QM (a = 0.87) et leurs proches aidants MAL-QU et MAL-QM (a > 0.83). Les auteurs ont également examiné la cohérence interne du MAL-14 (échelle QM seulement) auprès d’un échantillon de 27 patients en phase chronique de récupération post-AVC. La corrélation entre les items s’est avérée excellente pour le MAL-QM (a = 0,81).

Uswatte et al. (2006b) ont examiné la cohérence interne du MAL-28 auprès d’un échantillon de 222 patients en phase subaiguë ou chronique de récupération post-AVC et de leurs proches aidants, en utilisant le coefficient alpha de Cronbach. Les réponses des groupes de patients et de proches aidants ont démontré une excellente corrélation entre les items du MAL-QU (patients a = 0,94 ; proches aidants a = 0,95) et du MAL-QM (patients a = 0,94 ; proches aidants a = 0,95).

Huseyinsinoglu et al. (2011) ont examiné la cohérence interne du MAL-28 (version turque) auprès d’un échantillon de 30 patients ayant subi un AVC, en utilisant le coefficient alpha de Cronbach. La cohérence interne s’est avérée excellente pour le MAL-QU (a = 0,96) et le MAL-QM (a = 0,96).

Khan et al. (2013) ont examiné la cohérence interne du MAL-30 (version allemande) auprès d’un échantillon de 42 patients en phase aiguë ou chronique de récupération post-AVC, en utilisant le coefficient alpha de Cronbach. Les mesures ont été prises au départ de l’étude, au moment du congé de la réadaptation, et au moment d’un suivi à six mois. La cohérence interne du MAL-QU et du MAL-QM s’est avérée excellente à tous les temps de mesure (a = 0,98-0,995). Les auteurs ont également calculé la cohérence interne en se basant sur une procédure d’élimination des items ayant obtenu la cote » N/A » sur 26 items, et ont signalé que la cohérence interne demeurait élevée à tous les temps de mesure (a = 0,94-0,98).

Taub et al. (2013) ont examiné la cohérence interne du Grade 4/5 MAL, en se référant à des données non publiées de Morris (2009) qui ont utilisé un échantillon de 30 personnes ayant subi un AVC, en utilisant le coefficient alpha de Cronbach. La cohérence interne du Grade 4/5 MAL s’est avérée excellente (a = 0,95).

Chuang et al. (2017) ont examiné le système d’évaluation à 6 points du MAL et ont constaté que la difficulté d’évaluation faisait une distinction entre les 6 niveaux de capacité fonctionnelle. Les résultats ont démontré que 15 items du MAL-QU et du MAL-QM présentaient un désordre des étapes de difficulté. Par conséquent, les 6 niveaux ont été regroupés en 4 niveaux pour rétablir le seuil inversé (0 = 0 ; 1-2 = 1 ; 3-4 = 2 ; 5 = 3) ; en utilisant le système à 4 points, 9 items présentaient encore un ordre désordonné, donc les niveaux ont été regroupés en 2 catégories (0 = 0; 1 to 3 = 1), en fonction duquel tous les items ont été classés. Les auteurs ont examiné l’unidimensionnalité du MAL à 30 items auprès d’un échantillon de 403 patients en phase chronique de récupération post-AVC, en utilisant le système de cotation révisé. L’analyse de l’ajustement des items du MAL a révélé que 7 items* du MAL-QU et du MAL-QM étaient mal ajustés et ont été retirés. L’analyse des composantes principales (ACP) des 23 items restants a démontré que les mesures de Rasch représentaient 76 % de la variance pour le MAL-QU et le MAL-QM, avec une valeur propre de 2,7 pour le premier facteur résiduel. Cela indique que les 23 items constituent des constructions unidimensionnelles. Les auteurs ont examiné la fidélité du MAL révisé (23 items, système de cotation à 4 points) en utilisant une analyse de Rasch. Avec des valeurs de séparation de 2,4 et 2,6, respectivement pour le MAL-QU et le MAL-QM, la version révisée s’est avérée sensible pour distinguer entre 3 strates de performance du membre supérieur. Les coefficients de fidélité de Pearson étaient de 0.85 and 0.87 (respectivement), suggérant une bonne fidélité. Les résultats n’ont pas démontré de différentiel de fonctionnement des items selon l’âge, le sexe ou la prédominance de la main. La hiérarchie de difficulté des items correspondait aux attentes cliniques, mais les items étaient plus difficiles que les capacités personnelles, ce qui laisse supposer que les participants de cet échantillon n’étaient pas bien ciblés.

* Items inadaptés : (6) Sortir de la voiture ; (12) Se sécher les mains ; (18) Tirer une chaise loin de la table pour s’asseoir ; (19) Tirez une chaise vers la table après s’être assis ; (21) Se brosser les dents ; (24) Écrire sur du papier ; (29) Boutonner une chemise.

Chuang et al. (2017) ont examiné le système d’évaluation à 6 points du LF-MAL et ont relevé des seuils désordonnés ; par conséquent, les 6 niveaux ont été regroupés en 3 niveaux pour rétablir le seuil inversé (0 = 0 ; 1-3 = 1 ; 4-5 = 2) ; ce système de cotation en trois points a été classé en plusieurs niveaux. Les auteurs ont examiné l’unidimensionnalité du LF-MAL auprès d’un échantillon de 134 patients en phase chronique de récupération post-AVC, en utilisant le système révisé de classification à 3 points. L’analyse de l’ajustement des items du LF-MAL-QU a révélé que 6 items étaient à l’écart du seuil acceptable ; l’ACP des 24 items restants a montré que la dimension de Rasch expliquait 70,5% de la variance, avec une valeur propre de 2,6 du premier facteur résiduel. L’analyse de l’ajustement des items du LF-MAL-QM a révélé que 7 items étaient hors de la plage acceptable et ont été retirés; l’ACP des 23 items restants a démontré que la dimension de Rasch expliquait 71,0% de la variance et une valeur propre du premier facteur résiduel de 2,5%. Les auteurs ont examiné la fidélité du LF-MAL révisé (25 items, système d’évaluation à 3 points), en utilisant l’analyse de Rasch. Avec des valeurs de séparation de 1,9 pour le LF-MAL-QU et le LF-MAL-QM, la version révisée était sensible pour distinguer 2 strates de performance du membre supérieur. Les coefficients de fidélité de Pearson étaient de 0,79 pour le LF-MAL-QU et le LF-MAL-QM, ce qui indique une fidélité acceptable. Les résultats ont révélé qu’aucun item ne démontrait de différentiel de fonctionnement selon l’âge, le sexe ou la prédominance de la main. La hiérarchie de difficulté des items correspondait aux attentes cliniques, mais les items étaient plus difficiles que les capacités personnelles, ce qui laisse supposer que les participants de cet échantillon n’étaient pas bien ciblés.

* Items inadaptés : (5) Essuyer un comptoir de cuisine ou une autre surface ; (6) Sortir d’une voiture ; (7) Ouvrir un réfrigérateur ; (19) Appliquer du savon sur le corps pendant le bain (LF-MAL-QM seulement) ; (21) Se brosser les dents ; (23) Se tenir debout ; (24) Tenir un objet à la main.

Moreira Silva et al. (2018) ont examiné la cohérence interne du MAL-30 auprès d’un échantillon de 66 personnes en phase chronique de récupération post-AVC, en utilisant le coefficient alpha de Cronbach. Les participants ont été classés selon la fonction motrice du membre supérieur à l’aide de la sous-échelle Membre supérieur de la Fugl-Meyer Assessment (FMA-MS) : hémiparésie légère à modérée (FMA-MS ≥ 32, n = 49) ou hémiparésie sévère (FMA-MS ≤ 31, n = 17). La cohérence interne du MAL-QU et du MAL-QM s’est avérée excellente chez les participants présentant une hémiparésie allant de légère à modérée (a = 0,95) et adéquate à excellente chez ceux présentant une hémiparésie sévère (MAL-QU ; a = 0,79 ; MAL-QM ; a = 0,89). L’analyse de Rasch a été utilisée pour évaluer davantage la fidélité du MAL-30. La calibration des items du MAL-QU et du MAL-QM a identifié un item inadapté (#19 : Tirer une chaise vers la table après s’être assis). L’indice de séparation des items du MAL-QU et du MAL-QM était de 2,92 et 2,59 (respectivement), ce qui suggère 5 niveaux de difficulté pour le MAL-QU et 4 niveaux de difficulté pour le MAL-QM. L’indice de séparation de Pearson du MAL-QU et du MAL-QOM était de 2,62 et 2,58 (respectivement), ce qui suggère 4 niveaux de capacité pour le MAL-QU et le MAL-QM.

Test-retest :
Miltner et al. (1999) ont examiné la fidélité test-retest du MAL auprès d’un échantillon de 15 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Des mesures ont été prises dans un intervalle de 2 semaines avant que les participants ne commencent une thérapie par contrainte induite du mouvement. La fidélité test-retest s’est avérée excellente (r = 0,98).

Johnson et al. (2003) ont examiné la fidélité test-retest du MAL-45 auprès d’un échantillon de 12 patients en phase chronique de récupération post-AVC, en utilisant le coefficient de corrélation de Pearson. Des mesures ont été prises dans un intervalle de 3 semaines. La fidélité test-retest s’est avérée excellente pour le MAL-QU (r = 0,96) et le MAL-QM (r = 0,99).

van der Lee et al. (2004) ont examiné la fidélité test-retest du MAL-14 auprès d’un échantillon de 56 patients en phase chronique de récupération post-AVC, en utilisant la méthode Bland et Altman. Des mesures ont été prises dans un intervalle de 2 semaines avant que les participants ne commencent un programme d’intervention. La fidélité test-retest s’est avérée excellente (r = 0,98).

Uswatte et al. (2005b) ont examiné la fidélité test-retest du MAL-14 auprès d’un échantillon de 41 patients en phase chronique de récupération post-AVC et de leurs proches aidants, en utilisant les coefficients de corrélation Pearson. La fidélité test-retest était s’est avérée excellente pour les scores MAL-QM des patients (r=0,91) et adéquate pour les scores MAL-QU des patients (r = 0,44) et les scores MAL-QU et MAL-QM des proches aidants (respectivement, r = 0,61 et r = 0,50).

Uswatte et al. (2006b) ont examiné la fidélité test-retest de 2 semaines du MAL-30 auprès d’un échantillon de 116 patients en phase subaiguë et chronique de récupération post-AVC et leurs proches aidants, en utilisant des coefficients de corrélation intra-classe (CCI). La fidélité test-retest du MAL-QU et du MAL-QM s’est avérée excellente chez les patients (respectivement, CCI = 0,79, CCI = 0,82) et adéquate chez les proches aidants (respectivement, CCI = 0,66 et CCI = 0,72). Une tendance à l’augmentation de la première à la seconde évaluation a été observée chez les patients et les proches aidants (patients MAL-QU : 0,3 ± 0,6, p = 0,04 ; patients MAL-QM : 0,3 ± 0,5, p = 0,02 ; proches aidants MAL-QU : 0,4 ± 0,7, p = 0,05 ; proches aidants MAL-QM : 0,4 ± 0,7, p = 0,02), mais les augmentations sont moindres que la différence minimale cliniquement importante (< 0,5 point).

Huseyinsinoglu et al. (2011) ont examiné la fidélité test-retest de 3 jours du MAL-28 (version turque) auprès d’un échantillon de 30 patients ayant subi un AVC, en utilisant des coefficients de corrélation intra-classe (CCI) et des coefficients de corrélations de Spearman. La fidélité test-retest s’est avérée excellente pour le MAL-QU (CCI = 0,97, r = 0,94) et le MAL-QM (CCI = 0,96, r = 0,93).

Saliba et al. (2011) ont examiné la fidélité test-retest du MAL (version brésilienne), en utilisant des coefficients de corrélation intra-classe (CCI). La fidélité test-retest du MAL-AOU et du MAL-QOM s’est avérée excellente (CCI = 0.98).

Taub et al. (2013) ont examiné la fidélité test-retest du Grade 4/5 MAL en se référant à des données non publiées de Morris (2009) qui ont utilisé un échantillon de 10 personnes ayant subi un AVC. La fidélité test-retest du Grade 4/5 MAL s’est avérée excellente (r = 0.95).

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

Inter-juges :
Uswatte et al (2005b) ont examiné la fidélité inter-juges du MAL-14 auprès d’un échantillon de 41 patients en phase chronique de récupération post-AVC et leurs proches aidants, en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI). Les participants ont suivi une Thérapie par contrainte induite du mouvement (TCIM) ou une rééducation générale de la condition physique (appariée quant à sa durée), pendant 2 semaines. La fidélité entre les scores des patients et des proches aidants avant l’intervention s’est avérée adéquate (CCI = 0,52, p < 0,01) ; tout comme la fidélité entre le changement des scores des patients et des proches aidants après l’intervention (CCI = 0,7, p < 0,0001).

Validité

Contenu :

Aucune étude n’a examiné la validité du contenu du MAL.

Critère :

Concourante :
Johnson et al. (2003) ont examiné la validité concourante du MAL-45 auprès d’un échantillon de 12 patients en phase chronique de récupération post-AVC, en le comparant avec l’Abilhand, et en utilisant des coefficients de corrélation Pearson. Les corrélations avec l’Abilhand se sont avérées excellentes avec le MAL-QU (r = 0,71, p < 0,05) et avec le MAL-QM (r = 0,88, p < 0,05).

Uswatte et al. (2005b) ont examiné la validité concourante du MAL-14 (échelle QM seulement) auprès d’un échantillon de 27 patients en phase chronique de récupération post-AVC, en le comparant avec une évaluation par un accéléromètre du bras affecté, et en utilisant des coefficients de corrélation Pearson. Les corrélations entre le MAL-QM et les mesures de l’évaluation par l’accéléromètre avant l’intervention se sont avérées excellentes (r = 0,70, p < 0,05). Les corrélations entre les scores de changement du MAL-QM avant et après l’intervention, et les scores de changement correspondants des mesures de l’évaluation par l’accéléromètre, se sont également avérées excellentes (r = 0,91, p < 0,01).

Lin et al. (2010a) ont examiné la validité concourante du MAL-30 en le comparant au Nine Hole Peg Test (9HPT), au Box and Block Test (BBT) et à l’Action Research Arm Test (ARAT), et en utilisant les coefficients de corrélation de Spearman. Les patients en phase chronique de récupération post-AVC (n = 59) ont été assignés aléatoirement pour recevoir une Thérapie par contrainte induite du mouvement, un entraînement bilatéral du bras, ou une thérapie neuro-développementale ; et des mesures ont été prises au départ de l’étude et après l’intervention (à 3 semaines). Les corrélations entre les mesures au départ de l’étude et après l’intervention se sont avérées significatives et adéquates avec le BBT (MAL-QU : r = 0,37, r = 0,49 ; MAL-QM : r = 0,52, r = 0,52) et l’ARAT (MAL-QU : r = 0,31, r = 0,32, MAL-QM : r = 0,39, r = 0,35). Les corrélations avec le 9HPT se sont avérées significatives seulement avec le MAL-QM (r = – 0,26, r = – 0,33).

Lin et al (2010b) ont examiné la validité concourante du MAL-30 en le comparant avec la Stroke Impact Scale 3.0 (SIS) et la Stroke-Specific Quality of Life Scale (SS-QOL), et en utilisant les coefficients de corrélation de Spearman. Les patients en phase chronique de récupération post-AVC (n = 74) ont été assignés aléatoirement pour recevoir une Thérapie par contrainte induite du mouvement, un entraînement bilatéral du bras, ou une thérapie neuro-développementale, et des mesures ont été prises au départ de l’étude et après l’intervention (à 3 semaines). Des corrélations significatives, allant de faibles à adéquates, ont été relevées entre le MAL-QU et la plupart des domaines de la SIS, au départ de l’étude (r = 0,24-0,58) et après l’intervention (r = 0,24-0,59). D’excellentes corrélations significatives ont été relevées entre le MAL-QM et le domaine évaluant la Fonction de la main de la SIS, au départ de l’étude (r = 0,65) et après l’intervention (r = 0,68) ; et des corrélations allant de faibles à adéquates ont été relevés entre ce domaine et la plupart des autres domaines de la SIS, au départ l’étude (r = 0,26-0,52) et après intervention (r = 0,28-0,51). Des corrélations significatives ont également été relevées entre le MAL-QU et certains domaines de la SS-QOL, au départ de l’étude (r = 0,25-0,37) et après l’intervention (r = 0,24-0,35), et entre le MAL-QM et certains domaines de la SS-QOL, au départ de l’étude (r = 0,28-0,38) et après l’intervention (r = 0,26-0,39).

Wu et al (2011) ont examiné la validité concourante du MAL-30 auprès d’un échantillon de 77 patients en phase chronique de récupération post-AVC, en le comparant avec une version modifiée de la Nottingham Extended ADL Scale (NEADL) et du Frenchay Activities Index (FAI), en utilisant des coefficients de corrélation de rang de Spearman. Des mesures ont été prises avant l’intervention et à 3 semaines, après l’intervention. Les corrélations avec la NEADL allaient de faibles à adéquates (MAL-QU : r = 0,3 ; MAL-QM : r = 0,2-0,3) ; et les corrélations avec le FAI se sont avérées adéquates (MAL-QU : r = 0,3-0,4) ; MAL-QM : r = 0,3).

Khan et al. (2013) ont examiné la validité transversale concourante du MAL-30 (version allemande) en le comparant avec les sous-échelles Temps de performance et Capacité fonctionnelle du Wolf Motor Function Test (WMFT), avec les sous-échelles Bras et Main de la Chedoke McMaster Stroke Assessment (CMSA), avec l’échelle de force de préhension , et avec la force isométrique mesurée par un dynamomètre (moyenne des flexions et extensions de l’épaule et du coude), en utilisant des coefficients de corrélation de rang de Spearman. Les patients en phase aiguë et chronique de récupération post-AVC (n = 42) ont reçu une réadaptation en milieu hospitalier, et des mesures ont été prises au départ de l’étude, lors du congé de l’hôpital, et au moment d’un suivi à six mois. Des corrélations négatives significatives ont été relevées avec les scores Temps de performance du WMFT (MAL-QU r = -0,747- -0,878 ; MAL-QM r = -0,770 -0,901). Les corrélations se sont avérées excellentes à tous les temps de mesure avec le score de Capacité fonctionnelle du WMFT (MAL-QU r = 0,769 – 0,808, MAL-QM r = 0,789 – 0,837), le score Bras de la CSMA (MAL-QU r = 0,680 – 0,765 ; MAL-QM r = 0,691 – 0.798), le score Main de la CSMA (MAL-QU r = 0,692 – 0,801 ; MAL-QM r = 0,717 – 0,803), le score de la force de préhension (MAL-AOU r = 0,698 – 0,716 ; MAL-QOM r = 0,659-,0733) et de la force isométrique (MAL-QU r = 0,643-0,719 ; MAL-QM r = 0,714-0,726).

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

Construit :

Uswatte et al. (2006b) ont réalisé une analyse des items du MAL-30 original à l’aide des corrélations items-score total, de la fidélité et de la proportion de données manquantes (avec un seuil limite de cotation à priori de 20%), auprès d’un échantillon de 222 patients en phase subaiguë et chronique de récupération post-AVC et leurs proches aidants. Parmi les 30 items, 25 ont été complétés par > 80% des proches aidants, et 28 par > 80% des patients ; l’analyse de ces 28 items a indiqué des corrélations items-score total > 0,5 pour 92% des items et des coefficients de fidélité > 0,5 pour 89% des items. Les 2 items restants (Écrire sur du papier : 48% des données manquantes ; Appliquer du maquillage, de la lotion ou de la crème à raser sur le visage : 20% des données manquantes) ont démontré des corrélations items-score total et des coefficients de fidélité inférieurs et ont, en conséquent, été abandonnés.

van der Lee et al. (2004) ont examiné la validité de construit du MAL-14 auprès d’un échantillon de 56 patients en phase chronique de récupération post-AVC, en utilisant le coefficient de corrélation de Spearman. Une excellente corrélation a été relevée entre le MAL-QU et le MAL-QM (r= 0,95, p < 0,001).

Uswatte et al. (2005b) ont examiné la validité de construit du MAL-14 (échelle QM uniquement) auprès d’un échantillon de 27 patients en phase chronique de récupération post-AVC en le comparant avec les scores MAL-QU des patient / proches aidants, et en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson. Les corrélations se sont avérées excellentes entre les scores de changement du MAL-QM avant et après l’intervention, et les scores de changement correspondants chez les patients sur le MAL-QU (r = 0,80, p < 0,01), les proches aidants sur le MAL-QU (r = 0,73, p < 0,01), et les proches aidants sur le MAL-QM (r = 0,70, p < 0,01).

Uswatte et al. (2006a) ont examiné la validité de construit du MAL-30 auprès d’un échantillon de 169 personnes en phase subaiguë et chronique de récupération post-AVC, en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson. Une excellente corrélation a été relevée entre le MAL-QU et le MAL-QM (r = 0,92, p < 0,001).

Huseyinsinoglu et al. (2011) ont examiné la validité de construit du MAL-28 (version turque) auprès d’un échantillon de 30 patients ayant subi un AVC, en utilisant le coefficient de corrélation de Spearman. La corrélation entre le MAL-QU et le MAL-QM s’est avérée excellente (r = 0,95).

Saliba et al. (2011) ont examiné la validité de construit du MAL (version brésilienne) auprès d’un échantillon de 77 personnes en phase chronique de récupération post-AVC, à l’aide d’une analyse de Rasch. Une excellente corrélation a été relevée entre le MAL-QU et le MAL-QM (r = 0,97, p < 0,0001).

Khan et al. (2013) ont examiné la validité de construit du MAL-30 (version allemande), en utilisant les coefficients de corrélation de rang de Spearman. Les patients en phase aiguë et chronique de récupération post-AVC (n = 42) ont été admis en réadaptation à l’interne, et des mesures ont été prises au départ de l’étude, lors du congé de l’hôpital, et au moment d’un suivi à 6 mois. Une excellente corrélation a été relevée entre le MAL-QU et le MAL-QM à tous les temps de mesure (r = 0,994, 0,982, 0,980).

Chuang et al. (2017) ont examiné la validité de construit du MAL-30 auprès d’un échantillon de 403 patients en phase chronique de récupération post-AVC, avec une récupération motrice du membre supérieur proximal et distal au stade III et plus de Brunnström, en utilisant une analyse de Rasch. La corrélation entre le MAL-QU et le MAL-QM s’est avérée adéquate (r = 0,603), indiquant que les échelles ne sont pas fortement corrélées et peuvent être perçues comme des concepts différents.

Chuang et al. (2017) ont examiné la validité de construit du LF-MAL auprès d’un échantillon de 134 patients en phase chronique de récupération post-AVC, avec une récupération motrice du membre supérieur proximal et distal au stade III et moins de Brunnström, en utilisant une analyse de Rasch. La corrélation entre le LF-MAL-QU et le LF-MAL-QM s’est avérée adéquate (r = 0,607), indiquant que les échelles ne sont pas fortement corrélées et peuvent être perçues comme des concepts différents.

Convergente/Discriminante :
van der Lee et al. (2004) ont examiné la validité convergente transversale du MAL-14 en le comparant à l’Action Research Arm Test (ARAT) auprès d’un échantillon de 56 patients en phase chronique de récupération post-AVC, en utilisant le coefficient de corrélation de Spearman. D’excellentes corrélations ont été relevées entre le MAL-QU et l’ARAT (r = 0,63, p < 0,001) et entre le MAL-QM et l’ARAT (r = 0,63, p < 0,001).

Uswatte et al. (2005a) ont examiné la validité convergente du MAL-14 auprès d’un échantillon de 20 patients en phase chronique de récupération post-AVC en le comparant avec une évaluation par un accéléromètre du bras affecté, en utilisant les corrélations de rang de Spearman. Une excellente corrélation a été relevée entre le MAL-14 et l’évaluation avec un accéléromètre (r = 0,74, p < 0,001).

Uswatte et al. (2006a) ont examiné la validité convergente du MAL-30 (échelle QM seulement) auprès d’un échantillon de 169 patients en phase subaiguë et chronique post-AVC en le comparant avec une évaluation par un accéléromètre du bras affecté et l’Actual Amount of Use Test (AAUT), en utilisant des coefficients de corrélation Pearson. Les corrélations entre le MAL-QM et l’évaluation avec un accéléromètre (variable sommaire du ratio, variable sommaire du bras affecté) se sont avérées adéquates (respectivement, r = 0,52, r = 0,41, p < 0,001). La corrélation entre le MAL-QM et l’AAUT s’est également avérée excellente (r = 0,94, p < 0,001).

Uswatte et al. (2006b) ont examiné la validité convergente du MAL-30 auprès d’un échantillon de 222 patients en phase subaiguë et chronique post-AVC et leurs proches aidants en le comparant avec une évaluation par un accéléromètre du bras affecté et le domaine évaluant la Fonction de la main de la Stroke Impact Scale (SIS), en utilisant des coefficients de corrélation Pearson. La comparaison du MAL-30 avec l’évaluation par un accéléromètre a démontré des corrélations allant d’adéquates à excellentes pour les scores des patients (MAL-QU : r = 0,47 ; MAL-QM : r = 0,52, p < 0,01) et des corrélations adéquates pour les scores des proches aidants (MAL-QU : r = 0,57 ; MAL-QM, r = 0,61, p < 0,01). La comparaison des scores du MAL-30 et du domaine évaluant la Fonction de la main de la SIS a démontré d’excellentes corrélations pour les scores des patients (MAL-QU : r = 0,68 ; MAL-QM : r = 0,72, p < 0,01), et des corrélations adéquates pour les scores des proches aidants (MAL-QU : r = 0,35, MAL-QM : r = 0,40, p < 0,01).

Uswatte et al. (2006b) ont examiné la validité divergente du MAL-30 auprès d’un échantillon de 222 patients en phase subaiguë et chronique post-AVC et leurs proches aidants en le comparant avec une évaluation par un accéléromètre du bras le moins affecté et le domaine évaluant la Mobilité de la SIS, en utilisant des coefficients de corrélation Pearson. La comparaison du MAL-30 avec le ratio de l’évaluation par un accéléromètre du bras le moins affecté a démontré de faibles corrélations pour les scores des patients (MAL-QU : r = 0,14 ; MAL-QM : r = 0,14, p > 0,05), et des corrélations allant de faibles à adéquates pour les scores des proches aidants (MAL-QU : r = 0,25 ; MAL-QM, r = 0,23, p < 0,001). La comparaison des scores du MAL-30 MAL et du domaine évaluant la Mobilité de la SIS a démontré de faibles corrélations pour les scores des patients (MAL-QU : r = 0,14 ; MAL-QM : r = 0,14, p > 0,05), et de faibles corrélations pour les scores des proches aidants (MAL-QU : r = 0,10, MAL-QM : r = 0,07, p > 0,05).

Hammer et Lindmark (2010) ont examiné la validité convergente transversale du MAL-30 en le comparant avec le score de la sous-échelle Membre supérieur de la Fugl-Meyer Assessment (FMA-MS), l’ARAT, la sous-échelle Membre supérieur de la Motor Assessment Scale (MAS-MS), le 16-hole peg test (16HPT) et le ratio de la force de préhension isométrique (Grippit ratio of isometric grip strength), en utilisant les coefficients de corrélation Spearman. Les patients en phase subaiguë de récupération post-AVC (n = 30) ont été assignés aléatoirement pour recevoir une Thérapie par contrainte induite ou le programme de réadaptation habituel ; et des mesures ont été prises au départ de l’étude, après l’intervention (à 2 semaines) et au moment d’un suivi (à 3 mois). Les corrélations se sont avérées significatives et adéquates pour toutes les mesures : FMA-MS (r = 0,43-0,52) ; ARAT (r = 0,31-0,51) ; MAS-MS (r = 0,41-0,54) ; 16HPT (r = -0,41 – 0,67) ; Ratio de force de préhension (r = 0,41-0,53).

Huseyinsinoglu et al. (2011) ont examiné la validité convergente des scores du MAL-28 (version turque) en le comparant avec les sous-échelles évaluant le Temps de performance et la Capacité fonctionnelle du Wolf Motor Function Test auprès d’un échantillon de 30 patients ayant subi un AVC. D’excellentes corrélations ont été relevées avec le WMFT-CF (MAL-QU, r=0,63 ; MAL-QM : r = 0,63) et des corrélations négatives adéquates avec le WMFT-TP (MAL-QU : r = -0,56 ; MAL-QM : r = -0,55).

Saliba et al. (2011) ont examiné la validité convergente du MAL (version brésilienne) en le comparant avec la force de préhension du membre supérieur le plus sévèrement affecté auprès d’un échantillon de 77 personnes en phase chronique de récupération post-AVC, en utilisant une analyse de Rasch. Des corrélations adéquates ont été relevées entre la force de préhension et le MAL-QU (r = 0,51, p < 0,0001) et le MAL-QM (r = 0,57, p < 0,0001).

Sterr et al. (2014) ont examiné la validité divergente du MAL auprès d’un échantillon de 65 patients en phase chronique de récupération post-AVC en le comparant à la Short Form 36 (SF-36), à la Stroke Impact Scale (SIS), à l’Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS) et au Visual Analog Mood Score (VAMS), par analyse de régression. Les participants ont reçu quatre différents protocoles d’intervention d’une Thérapie par contrainte induite du mouvement (TCIM) dont l’intensité et l’utilisation de la contrainte différaient. Après l’intervention, une association positive significative a été relevée entre le MAL-QU et le domaine Physique de la SF-36 (r = 0,38m p = 0,025), et une tendance vers une association modérée a été observée avec le score total de à SIS (r = 0,43, p = 0,061).

Shindo et al. (2015) ont examiné la validité convergente du MAL-14 auprès d’un échantillon de 34 patients en phase aiguë et subaiguë de récupération post-AVC en le comparant avec le Simple Test for Evaluating Hand Function (STEF), en utilisant le coefficient de corrélation de Spearman. Une corrélation significative et excellente a été relevée entre les évaluations (MAL-QU : ρ = 0,805 ; MAL-QM : ρ = 0,768).

Simpson, Conroy et Beaver (2015) ont examiné la validité convergente du MAL-28 auprès d’un échantillon de 9 patients ayant subi un AVC en le comparant avec la FMA, le WMFT et la SIS, en utilisant le coefficient de corrélation de Spearman. D’excellentes corrélations ont été relevées au départ de l’étude entre le MAL-QU et la FMA (ρ = 0,6889, p < 0,0132) et le MAL-QM et la FMA (ρ = 0,7276, p < 0,0073).

Moreira Silva et al. (2018) ont examiné la validité convergente du MAL-30 auprès d’un échantillon de 66 personnes en phase chronique de récupération post-AVC en la comparant avec la FMA-MS, en utilisant le coefficient de corrélation de Spearman. Une corrélation significative et excellente a été relevée avec la FMA-MS (MAL-QU : ρ = 0,87 ; MAL-QM : ρ = 0,87).

Chen et al. (2018) ont examiné la validité convergente du MAL auprès d’un échantillon de 82 patients ayant subi un AVC en le comparant avec une évaluation par un accéléromètre du bras affecté, en utilisant le coefficient de corrélation de Pearson. Une corrélation adéquate a été relevée avec l’évaluation par un accéléromètre (MAL-QU : r = 0,47 ; MAL-QM : r = 0,57).

Groupes connus :
Uswatte et al. (2006b) ont examiné la validité de groupes connus du MAL auprès d’un échantillon de 222 patients en phase subaiguë et chronique de récupération post-AVC et leurs proches aidants. Les corrélations entre le MAL et le ratio d’une évaluation par un accéléromètre se sont avérées plus fortes chez les patients présentant une parésie du bras dominant (MAL-QU : r = 0,56 ; MAL-QM : r = 0,59) que chez les patients présentant une parésie du bras non dominant (MAL-QU : r = 0,28 ; MAL-QM : r = 0,34).

Sensibilité au changement

Taub et al. (1993) ont examiné l’ampleur de l’effet (AE) du MAL auprès d’un échantillon de 9 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont reçu deux semaines de thérapie par contrainte induite du membre supérieur, et des mesures ont été prises au départ de l’étude, après l’intervention, et au moment de suivis (à 1 mois et 2 ans). Une grande ampleur de l’effet a été relevée entre le début de l’étude jusqu’au moment du suivi à 1 un mois (2,80), et entre le début de l’étude jusqu’au moment du suivi à 2 ans (2,95).

Kunkel et al. (1999) ont examiné l’AE du MAL auprès d’un échantillon de 5 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont reçu deux semaines de Thérapie par contrainte induite du mouvement (TCIM), et des mesures ont été prises au départ de l’étude, après l’intervention, et au moment d’un suivi (à 3 mois). Une grande ampleur de l’effet a été relevée entre le début de l’étude jusqu’à la fin de l’intervention (MAL-QU : 9,57 ; MAL-QM : 3,24), et entre le début de l’étude jusqu’au moment du suivi (MAL-QU : 7,59 ; MAL-QM : 1,99).

Taub et al (1999) ont examiné l’AE du MAL auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC qui ont reçu une TCIM, et ont relevé une grande ampleur de l’effet chez les sujets avec un fonctionnement diminué (n = 11, d = 4,0) et avec ceux dont le fonctionnement était élevé (n = 40, d = 3,3). L’AE s’est avérée plus grande chez les patients avec un fonctionnement diminué en raison d’une plus faible variabilité des scores entre le début et la fin de l’intervention.

Miltner et al. (1999) ont examiné l’AE du MAL auprès d’un échantillon de 15 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont reçu deux semaines de TCIM, et des mesures ont été prises au départ de l’étude, après l’intervention, et au moment de suivis (à 4 semaines et à 6 mois). Une grande ampleur de l’effet a été relevée entre le début de l’étude et après l’intervention (MAL-QU : 2,07 ; MAL-QM : 1,33), entre le début de l’étude et le moment du suivi à 4 semaines (MAL-QU : 2,98 ; MAL-QM : 1,70), et entre le début de l’étude et le moment du suivi à 6 mois (MAL-QU : 2,68 ; MAL-QM : 2,14).

van der Lee et al. (1999) ont examiné l’AE du MAL auprès d’un échantillon de 66 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont été assignés aléatoirement pour recevoir une thérapie par contrainte induite ou un entraînement bilatéral basé sur des techniques neuro-développementales, pendant deux semaines. Une version modifiée à 25 items du MAL a été utilisée. Aucune différence significative entre les groupes n’a été notée sur les scores du MAL-QM après l’intervention. Une différence significative entre les groupes a cependant été relevée sur les scores du MAL-QU, en faveur de la thérapie par contrainte induite. La différence moyenne d’amélioration était de 0,52 point (IC à 95 %, 0,11-0,93). Les améliorations ont dépassé la Différence minimale cliniquement importante de 0,50 dans les deux groupes. L’effet du traitement était cliniquement significatif pour les patients atteints d’héminégligence.

van der Lee et al. (2004) ont examiné la sensibilité au changement et la validité de construit longitudinale du MAL-14 auprès d’un échantillon de 56 patients en phase chronique de récupération post-AVC qui ont été assignés aléatoirement pour recevoir une TCIM ou un entraînement bilatéral, pendant une période d’intervention de deux semaines. La sensibilité au changement a été mesurée par des ratios de sensibilité (RS). Les résultats ont démontré une sensibilité au changement adéquate pour le MAL-QU et le MAL-QM (respectivement, RS = 1,9 et 2,0). La validité de construit longitudinale a été mesurée en comparant les scores de changement du MAL avec les scores de changement de l’Action Research Arm Test (ARAT) et par une cote de changement global (CCG), en utilisant les coefficients de corrélation de Spearman. Les scores de changement entre les mesures ne se sont avérés ni significatifs ni fortement corrélés (MAL-QU vs ARAT : r = 0,16, p = 0,23 ; MAL-QM vs ARAT : r = 0,16, p = 0,25 ; MAL-QU vs CCG : r = 0,20, p = 0,15 ; MAL-QM vs CCG : r = 0,22, p = 0,10).

Uswatte et al (2005b) ont examiné la sensibilité au changement du MAL-14 auprès d’un échantillon de 41 patients en phase chronique de récupération post-AVC (et leurs proches aidants) et ayant reçu une TCIM ou une réadaptation physique générale appariée quant à sa durée. La sensibilité au changement a été mesurée par des ratios de sensibilité (RS). Les résultats ont démontré une grande sensibilité au changement pour les scores des patients (MAL-QU : 3,2 ; MAL-QM : 4,5) et des proches aidants (MAL-QU : 4,3 ; MAL-QM : 3,0).

Uswatte et al (2005b) ont examiné la sensibilité au changement du MAL-14 auprès d’un échantillon de 27 patients en phase chronique de récupération post-AVC (et leurs proches aidants) et qui ont reçu une forme automatisée de TCIM ou une réadaptation physique générale. La sensibilité au changement a été mesurée par des ratios de sensibilité (RS) ; les résultats ont démontré une sensibilité au changement élevée pour le MAL-QU et le MAL-QM (respectivement, RS = 3,8, 5,0).

Hammer et Lindmark (2010) ont examiné la sensibilité au changement et la validité de construit longitudinale du MAL-30 auprès d’un échantillon de 30 patients en phase subaiguë de récupération post-AVC qui ont été assignés aléatoirement pour recevoir une thérapie par contrainte induite ou un programme de réadaptation habituel du membre supérieur. La sensibilité au changement a été mesurée en fonction de l’ampleur de l’effet (AE), des Réponses moyennes standardisées (RMS) et des ratios de sensibilité (RS) du début de l’étude à la fin de l’intervention (à 2 semaines), et du début de l’étude au moment d’un suivi (à 3 mois). L’ampleur de l’effet pour le MAL-QU et le MAL-QM allait de modérée à élevée du début de l’étude à la fin de l’intervention (MAL-QU : 0,51 ; MAL-QM : 0,54), et du début de l’étude au moment du suivi (MAL-QU : 1,02 ; MAL-QM : 1,17), ce qui indique une sensibilité pour détecter le changement. Les RMS étaient élevées du début de l’étude à la fin de l’intervention (MAL-QU : 1,28 ; MAL-QM : 1,03), et du début de l’étude au moment du suivi (MAL-QU : 1,14 ; MAL-QM : 1,19). Une RMS plus élevé comparativement à l’AE reflète une plus faible variabilité dans les scores de changement que les scores de référence. Les RS étaient élevés du début de l’étude à la fin de l’intervention (MAL-QU : 1,22 ; MAL-QM : 1,23), et du début de l’étude au moment du suivi (MAL-QU : 2,44 ; MAL-QM : 2,69). La validité de construit longitudinale a été mesurée en comparant le score de la sous-échelle Membre supérieur de la Fugl-Meyer Assessment (FMA-MS), l’ARAT, la sous-échelle Membre supérieur de la Motor Assessment Scale (MAS-MS), le 16-hole peg test (16HPT) et le ratio de la force de préhension isométrique (Grippit ratio of isometric grip strength), en utilisant les coefficients de corrélation Spearman. Les corrélations avec la MAS-MS étaient significatives et adéquates du début de l’étude au moment du suivi (MAL-QU r = 0,53, MAL-QM r = 0,47) ; et avec la FMA-MS du début de l’étude à la fin de l’intervention (MAL-QU r = 0,44, MAL-QM r = 0,67) et du début de l’étude au moment du suivi (MAL-QU r = 0,39, MAL-QM r = 0,43).

Khan et al. (2013) ont examiné la sensibilité au changement de la version allemande du MAL-30 auprès d’un échantillon de 42 patients en phase aiguë à chronique de récupération post-AVC, en utilisant la Réponse moyenne standardisée (RMS). Les participants ont été stratifiés en deux groupes selon le niveau de fonction du bras et de la main à l’aide du Chedoke McMaster Stroke Assessment (CSMA). Des mesures ont été prises au départ de l’étude, lors du congé de la réadaptation, et au moment d’un suivi (à 6 mois). Les scores de changement du groupe présentant des fonctions inférieures (score du bras et de la main du CSMA ≤ 6) ont révélé une grande sensibilité au changement du MAL-QU et du MAL-QM du départ de l’étude au moment du congé (respectivement, RMS = 0,93, et 0,94) et du départ de l’étude au moment du suivi (respectivement, RMS = 0,95, et 0,98), mais faible du moment du congé au moment du suivi (respectivement, RMS = 0,20, et 0,42). Les scores de changement du groupe présentant des fonctions élevées (score du bras et de la main CSMA > 6) ont démontré une grande sensibilité au changement du MAL-QU et du MAL-QM du départ de l’étude au moment du congé (respectivement, RMS = 1,43, et 1,31) et du départ de l’étude au moment du suivi (respectivement, RMS = 1,34, et 1,33), mais une faible sensibilité au changement du départ de l’étude au moment du suivi (respectivement, RMS = 0,22, et 0,24). Les auteurs ont conclu que le MAL est une mesure sensible lorsque la période d’intervention est incluse dans l’intervalle de temps mesuré.

Simpson et Eng (2013) ont effectué une revue de la littérature des évaluations du membre supérieur couramment utilisées en réadaptation post-AVC, y compris le MAL. Dans les études qui mesurent des résultats à la suite d’une TCIM, le changement observé (c.-à-d. la perception du changement de la part des patients et l’ampleur de l’effet) s’est avéré de 1,6 à 6,2 fois plus important que les mesures du changement fonctionnel comme l’ARAT ou le WMFT. De façon similaire, les évaluations qui mesurent la fonction perçue dans l’environnement de l’individu exigent des changements de pourcentage plus importants que les mesures de rendement en laboratoire pour dépasser l’erreur de mesure. Le Changement minimal détectable pour le MAL-QU variaient de 72,5 % à 86,7 % (niveaux de confiance de 90 % et 95 %).

Taub et al. (2013) ont examiné l’ampleur de l’effet (AE) du LF-MAL auprès d’un échantillon de 6 personnes en phase chronique de récupération post-AVC qui ont utilisé des orthèses et du matériel adapté à l’extérieur du laboratoire pendant 6 séances (phase A), puis ont reçu une TCIM modifiée combinée à une thérapie neuro-développementale pendant 15 jours de semaine consécutifs, avec utilisation continue de dispositifs fonctionnels (phase B). L’ampleur de l’effet a été calculée à partir (i) du départ de l’étude au début de la TCIMm ; (ii) du début à la fin de la TCIMm; et (iii) du départ de l’étude à la fin de la TCIMm, et de grandes ampleurs de l’effet ont été relevées à tous les temps de mesure (respectivement AE = 2,6, 2,1 et 3,0, p < 0,002).

Sterr et al. (2014) ont examiné l’effet du traitement auprès d’un échantillon de 65 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont reçu quatre différents protocoles d’intervention d’une TCIM dont l’intensité et l’utilisation de la contrainte différaient. L’analyse de l’ensemble du groupe a révélé un grand effet significatif du traitement entre le début et la fin de l’intervention (MAL-QU : d = 1,19 ; MAL-QM : d = 1,38) ; l’effet du traitement entre la fin de l’intervention et le moment d’un suivi à 6 mois s’est avéré faible mais significatif, seulement pour le MAL-QU (d = 0,4). L’effet du traitement ne s’est pas avéré significatif au moment d’un suivi à 12 mois. Une association positive et significative entre l’intensité de l’entraînement et l’amélioration a été relevé sur les scores du MAL-QU.

Sensibilité et spécificité :
Chen et al. (2012) ont examiné le Changement minimal détectable (CMD) du MAL. Cette étude a utilisé les données de l’étude EXCITE, au cours de laquelle 222 patients en phase subaiguë et chronique de récupération post-AVC ont été assignés aléatoirement pour recevoir une Thérapie par contrainte induite du mouvement (TCIM) pendant 2 semaines (n = 106) ou aucune intervention particulière (n = 116). Le CMD avec un intervalle de confiance de 90 % a été calculé à partir des données pré- et post-test du groupe témoin. Le CMD du MAL-QU était de 16,8 % (erreur standard de la moyenne de 7,2 %), ce qui indique qu’un changement de la quantité d’utilisation du membre supérieur affecté plus grand que 16,8 % est nécessaire afin d’être certain à 90 % que le changement n’est pas dû à une erreur de mesure. Le CMD (IC à 90 %) du MAL-QM était de 15,4 % (erreur standard de la moyenne de 6,6 %), ce qui indique une sensibilité plus élevée que l’échelle MAL-QU. Après l’intervention, le groupe de TCIM a démontré une augmentation de 84,6 % des scores sur le MAL-QU et de 72,2 % des scores sur le MAL-QM. Les deux scores du MAL dépassaient le CMD et étaient sensibles au changement dans le contexte de cette intervention.

Simpson, Conroy & Beaver (2015) ont examiné la sensibilité du MAL-28 auprès d’un échantillon de 9 patients ayant subi un AVC, en le comparant avec la Fugl-Meyer Assessment, le Wolf Motor Function Test et la Stroke Iimpact Scale. Les mesures ont été prises au début de l’étude, après l’intervention, et au moment d’un suivi, et les corrélations ont été analysées en utilisant les coefficients de corrélation de Spearman. Les changements des scores sur le MAL-QU se sont avérés sensibles aux changements des scores du domaine Physique de la SIS (ρ = 0,7342, p <0,0243). Les changements des scores sur le MAL-QM se sont avérés sensibles aux changements des scores évaluant la Capacité fonctionnelle du WMFT (ρ = 0,6245, p <0,0722).

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Voir la mesure

Comment obtenir le Motor Activity Log ?

Cliquer ici pour obtenir une version du manuel du Motor Activity Log (en anglais seulement).

Table des matières

Motor Evaluation Scale for Upper Extremity in Stroke Patients (MESUPES)

Évidence révisées en date du 08-09-2015
Auteur(s)* : Annabel McDermott, OT
Éditeur(s) : Annie Rochette, PhD OT
Réviseur expert : Prof. Ann Van de Winckel, PhD, MSc, PT
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche
Cohérence du contenu et de la traduction : Gabriel Plumier

But

La Motor Evaluation Scale for Upper Extremity in Stroke Patients (MESUPES) mesure la qualité du rendement du mouvement du bras et de la main hémiparétiques chez les patients ayant subi un AVC. Les auteurs de l’outil sont Perfetti & Dal Pezzo (version originale de l’échelle) et Ann Van de Winckel, PhD, MSc, PT (version finale de l’échelle). La publication originale de la version finale de l’échelle est par Van de Winckel et al. (2006).

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 Motor Evaluation Scale for Upper Extremity in Stroke Patients (MESUPES) mesure la qualité du rendement du mouvement du bras et de la main hémiparétiques chez les patients ayant subi un AVC.

Versions disponibles

La version originale de la MESUPES comprend 22 items compris dans trois catégories, dont le fonctionnement du bras (10 items), le fonctionnement de la main (9 items) et les tâches fonctionnelles (3 items). La version finale de la mesure, évaluée avec l’analyse de la composante principale et l’analyse de Rasch, est une version à 17 items divisés en deux catégories, soit celle du fonctionnement du bras (8 items) et celle du fonctionnement de la main («amplitude de mouvements» avec 6 items et «orientation durant les tâches fonctionnelles» avec trois items)(Van de Winckel et al., 2006).

Caractéristiques de l’outil

Items :

La MESUPES originale est constituée de 22 items dans trois sous-échelles:

  • Fonction du bras : 10 items
  • Fonction de la main : 9 items
  • Tâches fonctionnelles : 3 items

La version finale de la MESUPES est constituée de 17 items dans deux sous-échelles:

MESUPES-Fonctionnement du bras : 8 items avec six catégories de réponses (0-5)

MESUPES-Fonctionnement de la main : 9 items avec trois catégories de réponses (0-2).

Durant le sous-test de la MESUPES-Fonctionnement du bras, les patients doivent effectuer des mouvements spécifiques du membre supérieur, dans trois phases consécutives :

  • La tâche est effectuée passivement
  • Le thérapeute assiste la personne durant le mouvement
  • Le patient effectue la tâche par lui-même

Durant le sous-test de la MESUPES-fonctionnement de la main, les patients doivent effectuer des mouvements spécifiques de la main et des doigts par eux-mêmes.

Cotation :

Comme la MESUPES utilise une échelle ordinale, une analyse de Rasch a été effectuée pour traduire les données ordinales en intervalles de mesure (scores logit) (Van de Winckel et al., 2006).

Un système de cotation en ligne va bientôt être disponible pour permettre aux utilisateurs d’entrer les scores ordinaux et obtenir les scores logit immédiatement (correspondance personnelle, Van de Winckel, 2015).

Sous-test 1 : Fonctionnement du bras :

Le sous-test de la MESUPES-bras évalue les mouvements «normaux» du bras hémiparétique, qui peuvent être jugés en les comparant aux mouvements du bras non-affecté du patient. Seuls les mouvements qualitativement «normaux» sont cotés.

Les tâches sont effectuées en trois phases. Le nombre de phases évaluées dépend du niveau d’habiletés que le patient démontre lors du rendement des mouvements corrects.

Phase du test Points obtenus
1. Le thérapeute bouge le bras et la main du patients et évalue le tonus musculaire d’abord :
Aucune adaptation adéquate du tonus lors du mouvement : 0 points
Adaptation adéquate du tonus (tonus normal) pour au moins une partie du mouvement : 1 point
2. Si le patient démontre un tonus normal, le patient participe au mouvement et le thérapeute évalue la contraction des muscles :
Le patient démontre des contractions musculaires fonctionnellement et qualitativement durant au moins une partie du mouvement : 2 points
3. Si le patient démontre une contraction musculaire normale, le patient effectue alors le mouvement indépendamment et le thérapeute évalue l’amplitude de mouvement. Un score est donné en fonction de l’amplitude de mouvement que le client peut faire avec une bonne qualité de mouvement :
Une partie du mouvement est effectuée normalement : 3 points
L’amplitude de mouvement totale est atteinte lentement ou avec un grand effort : 4 points
Le patient démontre un rendement de mouvement normal : 5 points

Le patient a le droit de répéter les items du test lors de trois essais au maximum : Le patient obtient le meilleur score atteint. Voir l’outil de mesure pour plus d’informations sur la cotation.

Sous-test 2 : Fonctionnement de la main (amplitude de mouvement)

Le rendement du mouvement et les mesures de l’amplitude du mouvement ne sont pas comparés avec la main non-affectée pour ce sous-test. Seuls les mouvements qualitativement normaux de la main et des doigts sont cotés.

Procédure de test Points obtenus
Le patient effectue le mouvement indiqué activement et le thérapeute évalue l’amplitude de mouvement entre 0 et 2 centimètres qualitativement et quantitativement. 0-2 points
Aucun mouvement : 0 points
Amplitude de mouvement < 2 cm : 1 point
Amplitude de mouvement ≥ 2 cm : 2 points

Sous-test 3 : fonctionnement de la main (orientation durant les tâches fonctionnelles)

La qualité du mouvement n’est pas comparée avec la main non-affectée dans ce sous-test.

Procédure de test Points obtenus
Le patient manipule du matériel selon les instructions et le thérapeute évalue si le patient est capable d’orienter son poignet et ses doigts selon l’objet durant un mouvement normalement. 0-2 points
Aucun mouvement ou mouvement avec une orientation anormale des doigts et du poignets selon l’objet : 0 points
Mouvements avec une orientation normale des doigts ou du poignet selon l’objet : 1 point
Mouvement complet correct : 2 points

Le score maximum atteignable est de 58 (le score maximum de la MESUPES-Bras est de 40 ; le score maximal de la MESUPES-Main est de 18). Le patient se fait donner un score pour chaque tâche, et le score maximum obtenu est celui qui est gardé. Un score de 0 est donné lorsque le patient démontre un tonus inadéquat, des contractions musculaires anormales, des patrons synergiques (fléchisseurs/extenseurs) ou des patrons de mouvements de masse (Appendice 2, Instructions, Van de Winckel et al., 2006).

Que considérer avant de commencer :

Les quatre premiers items sont effectués en position couchée sur le dos ; tous les autres items sont effectués en position assise avec les hanches et les genoux pliés à 90 degrés ainsi que les coudes reposés sur la table. Un support pour maintenir une position assise peut être fourni au patient si c’est nécessaire. Le patient ne peut pas être évalué (et donc se faire donner un pointage) s’il n’est pas capable d’être en position droite pour une tâche. Le thérapeute peut repositionner le membre supérieur du patient avant de commencer chaque tâche, et devrait attendre que le tonus se normalise avant de commencer une nouvelle tâche. Si le patient est incapable d’achever une position de départ détendue, il reçoit un score de 0 pour l’item.

Le patient doit recevoir des instructions claires selon les étapes suivantes:

  • Le thérapeute explique la tâche verbalement et démontre le mouvement.
  • Le patient se fait demander d’effectur la tâche avec le côté non-affecté en premier afin de s’assurer qu’il comprenne la demande de la tâche.

Temps d’administration requis :

Il faut approximativement 10 minutes pour administrer l’évaluation (entre 5 minutes pour les patients avec un déficit moteur très faible ou très élevé et environ 15 minutes pour les patients avec une hypertonie plus sévère).

Formation requise :

Les instructions sont données dans l’Appendice 2 (Van de Winckel et al., 2006) et sont disponibles ici en ligne. Ces instructions devraient être suffisantes pour les cliniciens formés (physiothérapeutes, ergothérapeutes, etc).

Pour l’évaluation originale, sept évaluateurs ont été formés durant une heure afin de se familiariser avec le protocole d’évaluation (Van de Winckel et al., 2006). Dans l’étude de Johansson & Hager (2012), les évaluateurs suivaient une session de formation de 2 heures. Une vidéo d’instruction sera bientôt disponible en ligne. En attendant, le développeur de la MESUPES (le Prof. Ann Van de Winckel, avandewi@umn.edu) peut être contacté pour répondre aux questions concernant l’utilisation de la MESUPES.

Équipement :

  • Matelas ou table de traitement
  • Bureau et chaise, positionnés de manière à ce que le patient soit assis avec ses hanches et ses genoux en flexion à 90 degrés.
  • Bloc de bois ou de plastique marqués de 1 cm et 2 cm pour mesurer l’amplitude de mouvement durant les tâches de la main.
  • Une grande et une petite bouteille de plastique (cylindriques ; d’un diamètre de 6 cm, comme une bouteille de 20 oz ou de 591 ml de soda ou d’eau).
  • Une petite bouteille de plastique (cylindrique, diamètre de 2,5 cm, hauteur de 8 cm, telle une bouteille de correction de fluides ronde, telle que montrée sur la figure).
  • Un dé (1,5 x 1,5 cm).

Clientèle cible

Le fonctionnement différentiel des items a été effectué à l’aide d’une analyse de Rasch pour tester la stabilité de la hiérarchie des items (des items faciles aux items difficiles) selon plusieurs variables.

Il n’y a pas de fonctionnement différentiel d’items parmi les sous-groupes de genre, d’âge (<60 / ≥60 ans), de temps depuis l’AVC (< 3 mois / ≥ 3 mois), de pays de résidence, de côté de la lésion et de type d’AVC (hémorragique, ischémique) (Van de Winckel et al. 2006), ce qui signifie que la hiérarchie des items (de faciles à difficiles) est maintenue chez tous les groupes de patients ayant subi un AVC, selon les variables mentionnées plus haut.

Peut être utilisé avec :

  • Individus ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Cet outil de mesure a été créé pour être utilisé avec les patients adultes ayant subi un AVC ; les évidences sont insuffisantes concernant les propriétés psychométriques de l’outil avec d’autres populations, incluant la population pédiatrique.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

  • Catalan (disponible en ligne, Van de Winckel A, 2015)
  • Néerlandais (flamand) (disponible en ligne, Van de Winckel, A., 2015)
  • Anglais (disponible en ligne, Van de Winckel et al., 2006)
  • Français (disponible en ligne, Van de Winckel A, 2015)
  • Allemand (disponible en ligne, Van Bellingen, T., Van de Winckel, A., et al. 2009. Chaptire 1: Assessment in Neurorehabilitation. dans Neurology (2e ed.) (192-201). Huber.
  • Italien – (disponible en ligne, Van de Winckel A, 2015) (Perfetti & Dal Pezzo, version originale)
  • Portugais (disponible en ligne, Van de Winckel A, 2015)
  • Espagnol (disponible en ligne, Van de Winckel A, 2015)
  • Suédois (disponible en ligne, Johansson & Hager, 2012)

Sommaire

Que mesure l’outil ? La MESUPES mesure la qualité du rendement des mouvements du bras et de la main hémiparétiques chez les patients ayant subi un AVC.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? La MESUPES a été développée pour être utilisé auprès d’adultes ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Quels domaines de la CIF mesure l’outil ? Activité/participation
Temps d’administration requis 10 minutes (allant de 5 à 15 min)
Domaine de la CIF
  • Fonctionnement du corps/structure
  • Activité
Versions
  • Version finale (Van de Winckel et al., 2006) = 17 items (score total /58 ;
  • MESUPES score du bras /40; MESUPES score de la main /18)
Langues

Disponible en ligne sur Info-AVC :

  • Catalan
  • Néerlandais (flamand)
  • Anglais
  • Français
  • Allemand
  • Italien
  • Portugais
  • Espagnol
    Suédois
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Une étude a relevé des informations concernant la cohérence interne de la MESUPES en utilisant l’analyse de la composante principale et l’analyse de Rasch. Les résultats ont démontré de hauts indices de séparation pour la personne ainsi qu’une unidimensionnalité entre les sujets.

Test-retest :
Deux études ont relevé des informations concernant la fidélité test-retest de la MESUPES auprès de patients en phase subaiguë et chronique de récupération d’un AVC et ont noté un niveau d’accord allant de bon à très bon sur 24 et 48 heures.

Intra-juge :
Aucune étude n’a précisé d’informations concernant la fidélité intra-juge de la MESUPES.

Inter-juges :
Deux études ont relevé des informations concernant la fidélité inter-juges de la MESUPES auprès de clients en phase subaiguë et chronique de récupération d’un AVC et ont noté un niveau d’accord bon à très bon entre les évaluateurs pour les sous-tests ; une fidélité des items allant de modérée à très haute, et une fidélité absolue suffisante pour le score total.

Validité Contenu :
Une étude a examiné la validité de contenu de la MESUPES à 17 items et a relevé des informations sur l’unidimensionnalité des échelles pour le bras et la main.

Critère :
Concourante :
Une étude a examiné la validité concourante de la MESUPES et a noté des corrélations élevées avec la Modified Motor Assessment Scale (MMAS).

Prédictive :
Aucune étude n’a documenté d’informations concernant la validité prédictive de la MESUPES.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Aucune étude n’a documenté d’informations concernant la validité convergente ou discriminante de la MESUPES.

Groupes connus :
Aucune étude n’a documenté d’informations concernant la validité des groupes connus de la MESUPES.

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a précisé d’informations concernant les effets de plancher et de plafond de la MESUPES.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ?
  • Aucune étude n’a précisé d’informations concernant la sensibilité et la spécificité de la MESUPES.
  • Une étude a relevé des scores MDC de 8, 7 et 5 (respectivement, CI de 95%, 90%, et 80%).
Acceptabilité L’administration de la MESUPES est simple et rapide. L’outil de mesure n’est pas dispendieux et ne requière qu’un minimum d’équipement standardisé.
Faisabilité La MESUPES ne requière pas de formation spécialisée pour l’administrer. Cependant, la MESUPES devrait seulement être administrée par les cliniciens ayant une bonne connaissance des AVC et de l’évaluation clinique du tonus, des contractions musculaires et du mouvement.
Comment obtenir l’outil ? Voir la mesure

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques de la Motor Evaluation Scale for Upper Extremity in Stroke Patients (MESUPES). Deux études ont été identifiées.

Effets de plancher et de plafond

Aucune étude n’a documenté d’informations concernant les effets de plancher et de plafond de la MESUPES.

Van de Winckel (correspondance personnelle, 2015) a noté que dans l’étude par Van de Winckel et al. (2006), où 396 patients avec des rendements moteurs allant de bas à hauts suivant l’AVC étaient évalués avec la MESUPES, moins de 5% des patients avaient obtenu un score de 0 aux items du bras et moins de 20% des participants avaient obtenu le score maximal. Approximativement 42% des participants ont obtenu un score de 0 aux items de la main et moins de 5% des patients ont obtenu un score maximum aux items de la main.

Fidélité

Cohérence interne :
Van de Winckel et al. (2006) ont examiné la cohérence interne de la MESUPES auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC en utilisant l’analyse de la composante principale et l’analyse de Rasch. L’analyse de Rasch a été utilisée pour déterminer l’interaction entre l’item et le trait, ce qui montre le degré d’invariabilité entre la dimension voulue et l’index de séparation pour la personne. La cohérence interne a été obtenue lorsque la MESUPES était divisée en sous-tests de la MESUPES-Bras (8 items) et de le MESUPES-Main (9 items). L’analyse de Rasch et les statistiques d’ajustement ont démontré que les deux sous-tests adhéraient à des caractéristiques unidimensionnelles, où tous les items dans les sous-tests se rapportaient au même construit. L’index de séparation pour la personne était de 0,99 pour la MESUPES-Bras et de 0,97 pour la MESUPES-Main, indiquant une cohérence interne très haute.

Test-retest :
Voir la section concernant la fidélité inter-juges située ci-dessus pour voir des résultats qui sont aussi pertinents pour la fidélité test-retest.

Intra-juge :
Aucune étude n’a doccumenté d’informations concernant la fidélité intra-juge de la MESUPES.

Inter-juges :
Van de Winckel et al. (2006) ont examiné la fidélité inter-juges de la MESUPES auprès d’un échantillon de 56 patients en phase subaiguë et chronique de récupération d’un AVC. Les évaluations ont été faites par deux évaluateurs sur une période de 24 heures. La fidélité inter-juges, calculée en utilisant des coefficients de corrélation intraclasse (CCI) s’est avérée excellente pour le score total du fonctionnement du bras (CCI = 0,95, 95% CI 0,91-0,97) et pour le score total du fonctionnement de la main (CCI = 0,97, 95% CI 0,95-0,98). L’évaluation de la fidélité inter-juges par pourcentages et kappas pondérés a confirmé la fidélité des items pour le sous-test du fonctionnement du bras (coefficient kappa pondéré = 0,62-0,79 ; accord de pourcentage pondéré = 85,71-98,21). Les scores n’étaient pas dérivés plus de 50% de l’échantillon coté 0 pour les items du fonctionnement de la main.

Johansson & Hager (2012) ont examiné la fidélité inter-juges de la MESUPES auprès d’un échantillon de 42 patients en phase subaiguë et chronique de récupération d’un AVC. Les évaluations étaient faites par deux thérapeutes sur une période de 48 heures. La fidélité inter-juges, calculée par accord de pourcentage en utilisant une analyse kappa linéairement pondérée a révélé un accord entre les évaluateurs allant de bon à très bon (Kappa allant de 0,63 à 0,96). La fidélité relative et absolue étaient mesurées en utilisant des coefficients de corrélation intra-classes (CCI) ainsi que la mesure de l’erreur standard (MES) ; la fidélité des items allait de modérée à très haute (CCI = 0,63 – 0,96) ; la fidélité des sous-scores et du score total était très haute (CCI =0,98, 95% CI 0,96 = 0,99) ; et le score total a démontré une fidélité absolue suffisante (MES = 2,68).

Validité

Contenu :

La version originale de la MESUPES a été développée par Perfetti & Dal Pezzo et comprenait 22 items divisés en trois catégories du (i) fonctionnement du bras (10 items) ; (ii) fonctionnement de la main (9 items) ; et (iii) tâches fonctionnelles (3 items). Van de Winckel et al. (2006) ont investigué la validité et l’uni-dimensionnalité de la MESUPES chez un échantillon de 396 patients en phase subaiguë et chronique de récupération d’un AVC. L’analyse de la composante principale (ACP) de la version originale à 22 items a révélé deux dimensions : le fonctionnement du bras et le fonctionnement de la main. L’analyse de Rasch de ces deux échelles séparées a identifié une discordance parmi les cinq items (respectivement deux items du bras et trois items de la main). Une fois ces items retirés, l’analyse de Rasch subséquente des 17 items restant ainsi que les statistiques d’ajustement ont confirmé l’uni-dimensionnalité des échelles de bras et de main :

Ajustement pour la personne Ajustement des items Index de séparation pour la personne
Fonctionnement du bras -0,51±1,19 -0,65±1,07 0,99
Fonctionnement de la main -0,12±0,71 0,15±1,21 0,97

Les items du test suivaient un ordre de difficulté croissante avec aucun seuil inversé et aucun fonctionnement d’item différentiel (FID) selon le genre, l’âge (<60, ≥60), le côté de l’hémiparésie, le temps passé depuis l’AVC (< 3 mois, ≥ 3 mois), le type d’AVC ou le pays (Van de Winckel et al., 2006).

Critère :

Concourante :
Johansson & Hager (2012) ont examiné la validité concourante de la MESUPES auprès d’un échantillon de 42 patients en phase subaiguë et chronique de récupération d’un AVC en comparant l’outil avec la Modified Motor Assessment Scale (MMAS) et en utilisant les corrélations rho de Spearman. Les corrélations étaient élevées entre les scores totaux de la MESUPES et les scores totaux de la MMAS (r = 0,87) ; les items du bras de la MESUPES et de la MMAS (r = 0,84) ; ainsi qu’entre les items de la main de la MESUPES et de la MMAS (r = 0,80).

Prédictive :
Aucune étude n’a documenté d’informations concernant la validité prédictive de la MESUPES.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Aucune étude n’a documenté d’informations concernant la validité convergente/discriminante de la MESUPES.

Groupes connus :
Aucune étude n’a documenté d’informations concernant la validité des groupes connus de la MESUPES.

Sensibilité au changement

Johansson & Hager (2012) ont évalué le changement minimal détectable (CMD) de la MESUPES auprès d’un échantillon de 42 patients en phase subaiguë et chronique de récupération d’un AVC. Les patients étaient évalués à deux moments séparés par un délai de 48 heures. Les auteurs ont relevé que des scores de changement de 8, 7 et 7 (respectivement, intervalles de confiance de 95%, 90% et 80%) étaient requis pour obtenir un vrai changement.

Sensibilité/spécificité :
Aucune étude n’a documenté d’informations concernant la sensibilité/spécificité de la MESUPES.

Références

  • Johansson, G.M. & Hager, C.K. (2012). Measurement properties of the Motor Evaluation Scale for Upper Extremity in Stroke Patients (MESUPES). Disability & Rehabilitation, 34(4):288-94. DOI: 10.3109/09638288.2011.606343
  • Van de Winckel, A., Feys, H., van der Knaap, S., Messerli, R., Baronti, F., Lehmann, R., Van Hemelrijk, B., Pante, F., Perfetti, C., & De Weerdt, W. (2006). Can quality of movement be measured? Rasch analysis and inter-rater reliability of the Motor Evaluation Scale for Upper Extremity in Stroke Patients (MESUPES). Clinical Rehabilitation, 20, 871-84.

Voir la mesure

Comment obtenir la MESUPES ?

Cliquez sur le langage voulu :

Cliquez ici pour obtenir une vidéo portant sur les instructions pour utiliser l’outil de mesure.

Table des matières

Nine Hole Peg Test (NHPT)

Évidence révisées en date du 09-06-2011
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 : Alexandra Matteau

But

Le Nine Hole Peg Test (NHPT) a été développé pour mesurer la dextérité au niveau des doigts, aussi connue comme la dextérité manuelle fine. Il peut être utilisé avec un large éventail de populations, dont les clients ayant subi un AVC. De plus, le NHPT est un test relativement peu coûteux et il peut être administré rapidement.

Revue détaillée

But de la mesure

Le Nine Hole Peg Test (NHPT) a été développé pour mesurer la dextérité au niveau des doigts, aussi connue comme la dextérité manuelle fine. Il peut être utilisé avec un large éventail de populations, dont les clients ayant subi un AVC. De plus, le NHPT est un test relativement peu coûteux et il peut être administré rapidement.

Le NHPT devrait être utilisé en association avec d’autres tests évaluant le rendement du membre supérieur afin d’estimer la fonction du membre supérieur avec davantage de précision.

Versions disponibles

Le NHPT a été initialement conçu par Kellor, Frost, Silberberg, Iversen et Cummings en 1971. En 1985, des normes pour le NHPT auprès d’individus en bonne santé ont été établies par Mathioetz, Weber, Kashman et Volland.

Caractéristiques de la mesure

Items :

Le NHPT est composé d’une planche carrée avec 9 chevilles. À une extrémité de la planche, il y a des trous dans lesquels insérer les chevilles et à l’autre extrémité, un récipient rond peu profond pour ranger les chevilles. Le NHPT est administré en demandant au client de prendre les chevilles dans un récipient, une par une, et de les placer dans les trous sur la planche, aussi vite que possible. Les clients doivent ensuite retirer les chevilles des trous, une par une, et les replacer dans le récipient. Afin de se pratiquer et d’enregistrer des scores de référence, le test doit commencer avec le membre supérieur non affecté. La planche doit être placée à la ligne médiane du client, avec le récipient contenant les chevilles orienté vers la main qui est testée. Seulement la main évaluée doit effectuer le test. La main non évaluée peut tenir le bord de la planche afin d’apporter de la stabilité (Mathiowetz et al., 1985 ; Sommerfeld, Eek, Svensson, Holmqvist & Arbin, 2004).

Cotation :

Les clients sont cotés selon le temps nécessaire pour accomplir le test, noté en secondes. Le chronomètre doit être démarré au moment où le participant touche la première cheville jusqu’au moment où la dernière cheville touche le récipient (Grice, Vogel, Le, Mitchell, Muniz & Vollmer, 2003; Mathiowetz et al., 1985).

Mathiowetz et al. (1985) ont relevé qu’en moyenne les hommes adultes en bonne santé complètent le NHPT en 19,0 secondes (écart-type = 3,2) avec la main droite et en 26,0 secondes (écart-type = 3,9) avec la main gauche. Pour les femmes adultes en bonne santé, le NHPT était complété en 17,9 secondes (écart-type = 2,8) et 19,6 secondes (écart-type = 3,4) avec la main droite et la main gauche respectivement.

Cotation alternative – le nombre de chevilles placées en 50 ou 100 secondes peut être noté. Dans ce cas, les résultats sont exprimés en nombre de chevilles placées par seconde (Jacob-Lloyd, Dunn, Brain & Lamb, 2005 ; Sunderland, Trinson, Bradley & Langton-Hewer, 1989).

Durée :

La durée n’est pas typiquement documentée. Les normes indiquées ci-dessus indiquent les durées approximatives de test dans les normales.

Sous-échelles :

Aucune

Équipements :

L’équipement standardisé se compose de :

  • Une planche, en bois ou en plastique, avec 9 trous (10 mm de diamètre, 15 mm de profondeur) placés à distance de 32 mm (Mathiowetz et al., 1985 ; Sommerfeld et al., 2004) ou 50 mm (Heller, Wade, Wood, Sunderland, Hewer & Ward, 1987).
  • Un récipient pour les chevilles. Initialement, le récipient était une boîte carrée (100 x 100 x 10 mm) séparée de la planche. Le plus récent récipient est un récipient rond peu profond au bout de la planche (Grice et al., 2003).
  • Neuf chevilles (7 mm de diamètre, 32 mm de longueur) (Mathiowetz et al., 1985).
  • Un chronomètre.

Formation :

Aucune formation n’est typiquement documentée.

Versions alternatives du Nine Hole Peg Test

Aucune.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les clients ayant subi un AVC.
  • Les clients doivent avoir un niveau satisfaisant de motricité fine au membre supérieur puisqu’ils doivent être capables de prendre les chevilles pour accomplir le test.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Le NHPT ne peut pas être utilisé avec les clients qui ont un handicap sévère au membre supérieur.
  • Le NHPT ne peut pas être utilisé avec les clients ayant des troubles cognitifs sévères.
  • La cotation avec une limite supérieure de temps de 50 ou 100 secondes doit se faire avec prudence, notamment dans la phase aiguë de récupération post-AVC en raison de la possibilité d’effets de plancher (Jacob-Lloyd et al., 2005; Sunderland et al., 1989).

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Il n’y a pas de traductions officielles du NHPT.

Certaines publications des Pays-Bas, du Japon et de la Suède ont utilisé le NHPT comme une mesure de résultats, ce qui démontre son utilisation dans des langues autres que l’anglais (Dekker, Van Staalduinem, Beckerman, Van der Lee, Koppe & Zondervan, 2001 ; Hatanaka, Koyama, Kanematsu, Takahashi, Matsumoto & Domen, 2007 ; Sommerfeld et al., 2004).

Sommaire

Que mesure l’outil ? La dextérité au niveau des doigts
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Le NHPT peut être utilisé avec les clients ayant subi un AVC, mais il n’est pas limité à ceux-ci. Il n’existe aucune restriction lorsqu’on l’administre aux clients en phase chronique de récupération post-AVC. Avec les clients en phase aiguë de récupération, le mode de cotation doit être observé afin d’éviter les effets de plancher.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration La quantité de temps nécessaire pour administrer le NHPT n’a pas été documentée et peut varier selon l’atteinte du client ou le mode de cotation.
Versions Il n’y a pas de versions alternatives.
Langues Il n’y pas de traductions officielles.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Aucune étude n’a examiné la cohérence interne du NHPT.

Intra-juge :
Trois études ont examiné la fidélité intra-juge du NHPT en utilisant les coefficients de corrélation. Deux ont relevé une excellente fidélité intra-juge et une a relevé une fidélité adéquate. Une de ces études a utilisé le rho de Spearman et les deux autres la corrélation de Pearson.

Inter-juges :
Trois études ont examiné la fidélité inter-juges du NHPT et ont relevé une excellente fidélité inter-juges en utilisant les coefficients de corrélation. Une de ces études a utilisé le rho de Spearman et les deux autres la corrélation de Pearson.

Validité Critère :
Concourante :
Deux études ont examiné la validité concourante du NHPT. La première étude a examiné la sensibilité du NHPT en le comparant au Frenchay Arm Test comme étalon de mesure et a relevé que le NHPT a une faible sensibilité, avec 27% des résultats mal classifiés. La deuxième étude a examiné la validité concourante du NHPT et a relevé une corrélation allant d’adéquate à excellente avec le Box and Block Test (BBT) et l’Action Research Arm Test (ARAT) avant et après le traitement.

Prédictive :
Une étude a examiné la validité prédictive et a relevé que le NHPT n’est pas en mesure de prédire les résultats fonctionnels 6 mois après l’AVC.

Construit :
Convergente :
Une étude a examiné la validité convergente du NHPT et a relevé d’excellentes corrélations entre le NHPT et le Motricity Index, en utilisant des coefficients de corrélation de Pearson.

Effets plancher/plafond

Deux études ont examiné les effets de plancher du NHPT. Dans les deux études, les clients ont été notés selon un seuil limite de 50 ou 100 secondes. Les participants ne pouvant pas terminer le test dans ce délai ont reçu la note 0. Dans les deux études, lors des premières phases de l’AVC, les effets de plancher se sont avérés faibles ou adéquats. Six mois après l’AVC, les effets de plancher se sont avérés adéquats.

Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Deux études ont examiné la capacité à détecter le changement du NHPT et ont relevé que le NHPT est capable de détecter le changement.
Acceptabilité Le NHPT ne doit pas être utilisé avec les clients ayant une atteinte sévère du membre supérieur et avec ceux qui ne sont pas capables de manipuler les chevilles.
Faisabilité

L’administration du NHPT est rapide et simple, toutefois, elle requiert de l’équipement standardisé.

Une étude a examiné la faisabilité du NHPT et a relevé qu’en moyenne 52% des clients en phase aiguë de récupération post-AVC n’étaient pas capables de réaliser le NHPT (Jacob-Lloyd et al., 2005).

Comment obtenir l’outil ?

Les instructions du NHPT peuvent être obtenues dans l’étude de Mathiowetz et al. (1985). De plus, une version de la mesure peut être obtenue auprès de la publication de Wade (1992). Davis et al. (1999) ont noté que l’équipement standardisé le plus utilisé pour le NHPT aux États-Unis est produit par Smith & Nephew Rehabilitation, Inc et Sammons Preston.

L’équipement standardisé peut être obtenu sur le site web : http://www.sammonspreston.com/Supply/Product.asp?Leaf_Id=A8515

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du Nine-Hole Peg Test (NHPT) auprès de deux populations différentes : des individus en bonne santé et des individus ayant subi un AVC. Sept études ont été identifiées. Les résultats de ces études suggèrent que le NHPT s’avère une mesure fiable, valide et adaptée aux besoins des clients ayant subi un AVC. Chez les clients en phase aiguë de récupération post-AVC, le NHPT doit être utilisé avec prudence en raison de la possibilité d’effets de plancher.

Dans une revue de littérature, Croarkin, Danoff et Barnes ont examiné le niveau d’évidence de neuf tests évaluant la fonction motrice du membre supérieur. Le niveau d’évidence a été établi selon le nombre total de propriétés psychométriques abordées dans les études de chaque test. En comparaison de l’Action Research Arm Test (Lyle, 1981), de la Chedoke-McMaster Stroke Assessment (Gowland, VanHullenaar & Torresin et al., 1995), de la Fugl-Meyer Sensorimotor Assessment (Fugl-Meyer, Jääskö, Leyman, Olsson & Steglind, 1975), de la Modified Motor Assessment Chart (Lindmark & Hamrin, 1988), de la Motor Assessment Scale (Carr, Shepherd, Nordholm & Lynne, 1985), de la Motor Club Assessment (Ashburn, 1982), du Motricity Index (Demeurisse, Demol & Rolaye, 1980) et de la Rivermead Motor Assessment (Lincoln & Leadbitter, 1979), le NHPT s’est avéré avoir le plus grand nombre de propriétés psychométriques soutenues, avec des études portant sur la fidélité intra-juge, la fidélité inter-juges, la validité convergente et la validité prédictive.

Effets plancher/plafond

Jacob-Lloyd, Dunn, Brain et Lamb (2005) ont examiné les effets de plancher et de plafond du NHPT auprès de 50 personnes ayant subi un AVC. Les participants ont été évalués à deux reprises dans un intervalle de six mois. La première évaluation a eu lieu au moment du congé de l’hôpital. Dans cette étude, les participants ont été notés sur la base d’un seuil limite de 100 secondes. Ceux qui ont pris plus de 100 secondes pour terminer le test ont obtenu une note de 0. Au moment du congé de l’hôpital, le NHPT a démontré un effet plancher adéquat, moins de 20 % des participants ayant obtenu la valeur minimale. Après 6 mois, le nombre de participants ayant obtenu la valeur minimale a diminué, le NHPT démontrant toujours un effet plancher adéquat.

Sunderland, Trinson, Bradley et Langton-Hewer (1989) ont examiné la présence d’un effet de plancher auprès de 31 participants ayant subi un AVC. Les évaluations ont été effectuées à quatre reprises : au moment de l’admission, et à 1, 3 et 6 mois après l’AVC. Les participants ont eu 50 secondes pour compléter le test. Ceux qui ont pris plus de 50 secondes pour terminer le test ont obtenu une note de 0. Au départ, l’effet plancher du TNP était faible (65 %), mais il a diminué au bout de six mois de suivi.
Note : Aucune valeur n’a été documentée par les auteurs pour le suivi après 6 mois.

Fidélité

Note : Un bon nombre des publications portant sur la fidélité du NHPT et examiné ci-dessous ont utilisé des analyses statistiques, telles que les coefficients de corrélation de Pearson, qui ne sont pas considérées comme l’analyse de préférence pour tester la fidélité, car elles peuvent gonfler artificiellement les coefficients de fidélité. Les études à venir devraient examiner la fidélité du NHPT en utilisant des statistiques Kappa.

Test-retest :
Aucune étude examinant la fidélité test-retest du NHPT n’a été identifiée.

Intra-juge :
Heller, Wade, Wood, Sunderland, Hewer et Ward (1987) ont examiné la fidélité intra-juge du NHPT, du Frenchay Arm Test (Heller et al., 1987), du Finger Tapping Rate (Lezak, 1983) et du Grip Strength (Mathiowetz, Kashman, Volland, Weber, Dowe & Rogers, 1985) auprès de 10 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués à deux reprises dans un intervalle de 2 semaines par le même évaluateur. Dans cette étude, les résultats décrivent une plage de fidélité des quatre mesures mentionnées plus haut et les valeurs pour chaque mesure individuelle n’ont pas été documentées. La corrélation de rho de Spearman s’est avérée excellente, (allant de r = 0,68 à 0,99 pour les quatre mesures).
Note : Bien qu’il ne soit pas possible de discerner la valeur exacte de la fidélité du NHPT, toutes les valeurs ont été jugées excellentes et statistiquement significatives, ce qui suggère que le NHPT peut être fiable avec des patients présentant un AVC stable.

Mathiowetz, Weber, Kashman et Volland (1985) ont examiné la fidélité intra-juge du NHPT auprès de 26 jeunes femmes adultes en bonne santé. Les participantes ont été évaluées à deux reprises dans un intervalle d’une 1 semaine par le même évaluateur. Le coefficient de corrélation de Pearson a démontré un excellent accord (r = 0,69) pour la main droite et un accord adéquat (r = 0,43) pour la gauche.

Grice et al. (2003) ont reproduit l’étude de Mathiowetz et al. (1985) afin d’estimer la fidélité intra-juge du NHPT, après que sa conception eut été légèrement modifiée. Dans l’étude de Mathiowetz et al., l’équipement du NHPT était composé d’une planche en bois pour les trous et d’un récipient carré en bois pour les chevilles. L’équipement du NHPT a ensuite été modifié pour une planche en plastique avec un récipient rond peu profond à l’extrémité de la planche. Le coefficient de corrélation de Pearson pour le nouveau NHPT a été jugé adéquat (r = 0,46 ; r = 0,44) respectivement pour la main droite et la main gauche.

Inter-juges :
Heller et al. (1987) ont examiné la fidélité inter-juges du NHPT, du Frenchay Arm Test (Heller et al., 1987), du Finger Tapping Rate (Lezak, 1983) et du Grip Strength (Mathiowetz et al., 1985) auprès de 10 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués à deux reprises à l’intérieur d’une semaine par deux évaluateurs différents. Les coefficients de corrélation de Spearman rho se sont avérés excellents (allant de r = 0,75 à 0,99 pour les quatre mesures).
Note : Dans cette étude, les valeurs individuelles pour chaque mesure n’ont pas été documentées. Bien qu’il ne soit pas possible de discerner la valeur exacte de la fiabilité du TPN, toutes les valeurs ont été jugées excellentes.

Mathiowetz et al. (1985) ont examiné la fidélité inter-juges du NHPT auprès de 26 jeunes femmes adultes en bonne santé. Les participantes ont été évaluées simultanément et indépendamment par deux évaluateurs. Les coefficients de corrélation de Pearson ont démontré une excellente concordance (r = 0,97 ; r = 0,99) respectivement pour la main droite et la main gauche.

Grice et al. (2003) ont reproduit l’étude de Mathiowetz et al. (1985) pour estimer la fidélité inter-juges du nouveau NHPT. Les coefficients de corrélation de Pearson ont démontré une excellente concordance (r = 0,98 ; r = 0,99) respectivement pour la main droite et la main gauche.

Validité

Contenu :

Non disponible.

Critère :

Concourante :
Sunderland et al. (1989) ont estimé la sensibilité du NHPT, de la Motor Club Assessment (Ashburn, 1982) et du Motricity Index (Demeurisse et al., 1980) en les comparant au Frenchay Arm Test (Heller et al., 1987), comme étalon de mesure, auprès de 31 participants en phase aiguë de récupération post-AVC. Le NHPT a démontré la plus faible sensibilité avec 27% des cas incorrectement classifiés. La mesure la plus sensible, avec 0% de cas classés de façon erronée, s’est avérée le Motricity Index.

Lin, Chuang, Wu, Hsieh et Chang (2010) ont comparé la validité concourante du NHPT, de l’Action Research Arm Test (ARAT) et du Box and Block Test (BBT) pour évaluer la dextérité de la main auprès de 59 patients ayant subi un AVC. La Fugl-Meyer Assessment of Sensorimotor Recovery After Stroke (FMA), le Motor Activity Log (MAL) et la Stroke Impact Scale (SIS) ont également été administrés pour évaluer la validité concourante du NHPT, de l’ARAT et du BBT. À l’aide des coefficients de corrélation de Spearman, des corrélations allant d’adéquates à excellentes ont été relevées sur le NHPT, l’ARAT et le BBT ; avant l’intervention (rho allant de 0,55 à -0,80) et après l’intervention (rho allant de 0,57 à -0,71). De plus, l’ARAT et le BBT ont démontré des corrélations adéquates avec la FMA, le MAL et la SIS (rho allant de 0,31 à -0,59) ; cependant, le NHPT a démontré seulement des corrélations allant de faibles à adéquates avec la FMA et le MAL (rho allant de 0,16 à -0,33) et des corrélations allant d’adéquates à excellentes avec la SIS (rho allant de -0,58 à -0,66). En examinant les résultats des composantes de sensibilité au changement et de validation de l’étude, l’ARAT et le BBT se sont avérés plus appropriés que le NHPT pour évaluer la dextérité.

Prédictive :
Sunderland et al. (1989) ont examiné si le NHPT, la Motor Club Assessment (Ashburn, 1982) et le Motricity Index (Demeurisse et al., 1980) étaient en mesure de prédire les résultats fonctionnels 6 mois après l’AVC, mesurés par le Frenchay Arm Test (Heller et al., 1987). La validité prédictive du NHPT a été examinée auprès de 31 participants en phase aiguë de récupération post-AVC. Les évaluations ont été effectuées à 4 temps de mesure : lors de l’admission, à 1, 3 et 6 mois post-AVC. Le NHPT, administré à 1 mois post-AVC, n’a pas réussi à prédire les résultats fonctionnels à 6 mois. Le meilleur prédicteur des résultats fonctionnels à 6 mois s’est avéré le Motricity Index.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Parker, Wade et Hewer (1986) ont testé la validité de construit du NHPT en le comparant au Motricity Index (Demeurisse et al., 1980) auprès de 187 individus ayant subi un AVC. La corrélation entre le NHPT et le Motricity Index s’est avérée excellente (r = 0,82).

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

Sensibilité au changement

Jacob-Lloyd et al (2005) ont examiné la sensibilité au changement du NHPT auprès de 50 personnes ayant subi un AVC. Les participants ont été évalués à deux reprises dans un intervalle de 6 mois. La première évaluation a eu lieu au moment du congé de l’hôpital. L’ampleur de l’effet a été calculée à l’aide du test des rangs signés de Wilcoxon. Bien que l’auteur ait signalé une grande ampleur de l’effet dans cette étude, aucune valeur de référence n’a été documentée. Le NHPT s’est avéré plus sensible pour détecter le changement que le Motricity Index (Demeurisse et al., 1980).

Lin, Chuang, Wu, Hsieh et Chang (2010) ont évalué la sensibilité au changement du NHPT, de l’Action Research Arm Test (ARAT) et du Box and Block Test (BBT) pour évaluer la dextérité de la main auprès de 59 patients en phase subaiguë de récupération post-AVC (< 6 mois) et aux stades IV à VI de Brunnstrom pour le fonctionnement proximal et distal des membres supérieurs. Les patients ont été assigné aléatoirement pour recevoir une thérapie par contrainte induite, un entraînement bilatéral du bras, ou une intervention témoin, et ont reçu 2 heures de thérapie, 5 jours par semaine, pendant 3 semaines. Les évaluations ont été effectuées au début de l’étude et à 3 semaines (après l’intervention). En utilisant la Réponse moyenne standardisée (RMS) pour calculer la sensibilité au changement, il a été constaté que le NHPT, l’ARAT et le BBT présentaient tous des RMS modérées (respectivement, 0,64 0,79 et 0,74), ce qui indique une sensibilité pour détecter le changement dans la dextérité de la main. En examinant les résultats des composantes de sensibilité au changement et de validation de l’étude, l’ARAT et le BBT se sont avérés plus appropriés que le NHPT pour évaluer la dextérité.

Références

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  • Carr, J.H., Shepherd, R.B., Nordholm, L., & Lynne, D. (1985). Investigation of a new motor assessment scale for stroke patients. Physical Therapy, 65, 175- 180.
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  • Grice, K.O., Vogel, K.A., Le, V., Mitchell, A., Muniz, S., & Vollmer, M.A. (2003). Adult norms for a commercially available nine hole peg test for finger dexterity. American Journal of Occupational Therapy, 57, 570-573.
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  • Hatanaka, T., Koyama, T., Kanematsu, M., Takahashi, N., Matsumoto, K., & Domen, K. (2007). New evaluation method for upper extremity dexterity of patients with hemiparesis after stroke: the 10-second tests. International Journal of Rehabilitation Research, 30(3), 243-247.
  • Heller, A., Wade, D.T., Wood, V.A., Sunderland, A., Hewer, R., & Ward, E. (1987). Arm function after stroke: measurement and recovery over the first three months. Journal of Neurology, Neurosurgery & Psychiatry, 50(6), 714- 719.
  • Jacob-Lloyd, H.A., Dunn, O.M., Brain, N.D., & Lamb, S.E. (2005). Effective measurement of the functional progress of stroke clients. British Journal of Occupational Therapy, 68 (6), 253-259.
  • Jebsen, R.H., Taylor, N., Trieschmann, R.B., Trotter, M.J., & Howard, L.A. (1969). An objective and standardized test of hand function. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 50, 311-319.
  • Kellor, M., Frost, J., Silberberg, N., Iversen, I., & Cummings R. (1971). Hand strength and dexterity. American Journal of Occupational Therapy, 25, 77-83.
  • Lezak, M.D. (1983). Neuropsychological assessment. Oxford, England: Oxford University Press.
  • Lincoln, N.B. & Leadbitter, D. (1979). Assessment of motor function in stroke patients. Physiotherapy, 65, 48-51.
  • Lin, K-C., Chuang, L-L., Wu, C-Y., Hseih, Y-W. & Chang, W-Y. (2010). Responsiveness and validity of three dexterous function measures in stroke rehabilitation. Journal of Rehabilitation Research and Development, 47(6), 563-572.
  • Lindmark, B. & Hamrin, E. (1988). Evaluation of function capacity after stroke as a basis for active intervention: Presentation of a modified chart for motor capacity assessment and its reliability. Scandinavian Journal of Rehabilitation Medicine, 20, 103-109.
  • Lyle, R.C. (1981). A performance test for assessment of upper limb function in physical rehabilitation treatment and research. International Journal of Rehabilitation and Research, 4, 483-92.
  • Mathiowetz, V., Weber, K., Kashman, N., & Volland, G. (1985). Adult norms for the nine hole peg test of finger dexterity. Occupational Therapy Journal of Research, 5, 24 -33.
  • Mathiowetz, V., Kashman, N., Volland, G., Weber, K., Dowe, M., & Rogers, S. (1985). Grip and pinch strength: normative data for adults. Archives of Physical and Medicine Rehabilitation, 66, 69-72.
  • Parker, V. M., Wade, D. T., & Hewer, R. (1986). Loss of arm function after stroke: measurement, frequency, and recovery. International Rehabilitation Medicine, 8(2), 69-73.
  • Sommerfeld, D.K., Eek, E.U.B., Svensson, A.K., Holmqvist, L.W., & Arbin, M.H. (2004). Spasticity after stroke: its occurrence and association with motor impairments and activity limitations. Stroke, 35, 134-140.
  • Sunderland, A., Trinson, D., Bradley, L., Hewer, R. (1989). Arm function after stroke: an evaluation of grip strength as a measure of recovery and a prognostic indicator. Journal of Neurology, Neurosurgery & Psychiatry, 52, 1267-1272.
  • Tiffin, J. (1968). Purdue Pegboard Examiner Manual. Chicago, USA: Science Research Associates.
  • Wade, D.T. (1992). Measurement in Neurological Rehabilitation. Oxford, England: Oxford University Press.

Voir la mesure

Comment obtenir le NHPT ?

Les instructions du NHPT peuvent être obtenues dans l’étude par Mathiowetz et al. (1985) et Wade (1992).

Davis, Kayser, Matlin, Mower et Tadano (1999) ont noté que l’équipement standardisé le plus couramment utilisé pour le NHPT aux États-Unis est produit à la fois par Smith & Nephew Rehabilitation, Inc. et Sammons Preston.

L’équipement standardisé peut être obtenu sur le site web : http://www.sammonspreston.com/Supply/Product.asp?Leaf_Id=A8515

Table des matières

Purdue Pegboard Test (PPT)

Évidence révisées en date du 06-09-2012
Auteur(s)* : Katie Marvin, MSc.PT
Éditeur(s) : Annabel McDermott, OT ; Nicol Korner-Bitensky, PhD OT

But

Le Purdue Pegboard Test (PPT) est un test évaluant la dextérité des doigts et des mouvements grossiers de la main, des doigts et du bras, chez les patients avec des déficiences du membre supérieur résultant de conditions neurologiques ou musculo-squelettiques.

Revue détaillée

But de la mesure

Le Purdue Pegboard Test (PPT) a été développé par Joseph Tiffin en 1948. Le PPT est maintenant largement utilisé par des cliniciens et des chercheurs comme une mesure (1) des mouvements grossiers du bras, de la main et des doigts et (2) de la dextérité des doigts. Le PPT est pertinent pour être utilisé avec des patients avec des déficiences du membre supérieur résultant de conditions neurologiques ou musculo-squelettiques.

Versions disponibles

Aucune typiquement documentée.

Caractéristiques de la mesure

Description des tâches :

Le Purdue Pegboard Test mesure :

  • (1) Les mouvements grossiers des doigts, des mains et des bras ; et
  • (2) La dextérité des doigts

Le patient devrait être assis confortablement à une table de test avec le PPT devant lui sur la table. La planche de test consiste en une planche avec 4 récipients dans la partie supérieure et deux rangées verticales de 25 petits trous situées dans le centre. Les deux récipients à l’extérieur des rangées contiennent 25 tiges chaque; le récipient à la gauche immédiate contient 40 rondelles et le récipient à la droite immédiate contient 20 colliers.

Picture: Google Images

Le clinicien fait une démonstration et administre par la suite les 5 sous-tests suivants :

  • Main droite (30 secondes) : Les clients utilisent leur main droite pour placer le plus de tiges possibles dans la rangée en 30 secondes.
  • Main gauche (30 secondes) : Les clients utilisent leur main gauche pour placer le plus de tiges possibles dans la rangée en 30 secondes.
  • Deux mains (30 secondes) : Les clients utilisent leurs deux mains simultanément pour placer le plus de tiges possibles dans les deux rangées.
  • Droite+ Gauche+ Deux mains :

*Veuillez noter que ce n’est pas un véritable test, c’est un calcul de la somme mathématique des scores précédents.

  • Assemblage (60 secondes) : Les clients utilisent leurs deux mains simultanément pour assembler les tiges, les rondelles et les colliers.

Des instructions spécifiques concernant l’administration du test peuvent être trouvées dans le manuel d’instruction qui accompagne le PPT.

Cotation et interprétation de la cote :

Le clinicien compile 5 scores distincts de la procédure complète du test, un pour chacune des tâches suivantes :

  • Main droite (30 secondes) : Le nombre total de tiges placées dans la colonne de la main droite en utilisant la main droite dans le temps alloué.
  • Main gauche (30 secondes) : Le nombre total de tiges placées dans la colonne de la main gauche en utilisant la main gauche dans le temps alloué.
  • Deux mains (30 secondes) : Le nombre total de paires de tiges placées dans les deux colonnes en utilisant les deux mains dans le temps alloué.
  • Droite + Gauche + Deux mains: La sommation des scores des trois tâches précédentes (main droite + main gauche + deux mains).
  • Assemblage (60 secondes) : Le nombre total de tiges, rondelles et colliers assemblés dans le temps alloué.

Le test devrait commencer dans l’ordre exposé précédemment à moins que le patient soit gaucher; la tâche 1 et la tâche 2 devraient alors être inversées. La méthode privilégiée pour l’administration est la méthode des trois essais : le patient devrait être autorisé à tenter trois essais pour chaque tâche après une seule démonstration du clinicien. (La méthode d’administration d’un essai permet seulement au patient un essai après la démonstration par le clinicien). Le test peut être administré individuellement ou en groupe.

Desrosiers, Hebert, Bravo et Dutil (1995) ont développés des équations prédictives des scores des sous-tests du PPT, basées sur des données normatives résultant de leur étude. La partie des données normatives implique 360 participants en santé âgés de plus de 60 ans. Les équations prédictives suivantes ont été déterminées :

Sous-test du PPT Femmes Hommes
Main droite 24.0 – 0.15 x (âge) 22.5 – 0.15 x (âge)
Main gauche 23.7 – 0.16 x (âge) 24.1 – 0.18 x (âge)
Deux mains 19.9 – 0.14 x (âge) 20.0 – 0.15 x (âge)
Droite + Gauche + Deux mains 67.7 – 0.45 x (âge) 66.5 – 0.48 x (âge)
Assemblage 59.4 – 0.45 x (âge) 62.2 – 0.53 x (âge)

Exemple : Le score attendu pour une femme de 80 ans pour la tâche de la main droite est : 24.0 – (0.15 x 80) = 12.

Durée :

Le PPT prend environ 5 à 10 minutes pour être administré et coté.

Formation :

Aucune typiquement documentée, mais il est recommandé que le clinicien soit familier avec l’outil de mesure. Le clinicien devrait pouvoir faire la démonstration aux clients de la vitesse moyenne attendue pour compléter le PPT.

Équipements :

Purdue Pegboard Test (Model #32020)

  • Manuel d’instructions
  • Une planche de test
  • Tiges X 50, Colliers X 20, Rondelles X 40
  • Une feuille de cotation
  • Une table de test d’environ 30 pouces de hauteur
  • Un chronomètre ou une horloge qui lit les secondes

Versions alternatives du Purdue Pegboard Test

Aucune typiquement documentée.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Des clients présentant des lésions cérébrales latérales (Costa et al., 1963)
  • Des clients avec une hémiplégie résultant d’un AVC (Ashford, Slade, Malaprad & Turner-Stokes, 2008)
  • Des clients nécessitant l’évaluation pour la réadaptation professionnelle (Hemm and Curtis, 1980)
  • Des clients avec de la dyslexie (Leslie, Davidson and Batey, 1985)
  • Des clients de tout âge

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • N’a pas été documenté

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Aucune traduction formelle du PPT n’a été documentée. En raison de la nature non-verbale de l’évaluation, il peut être utilisé par des groupes non-anglophones.

Sommaire

Que mesure l’outil ? Dextérité et mouvements grossiers du membre supérieur.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Le PPT peut être utilisé, mais n’est pas limité aux clients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Outil d’évaluation.
Temps d’administration Le PPT prend environ 5 à 10 minutes pour être administré et coté.
Versions Il n’y a pas de versions alternatives du PPT.
Autres langues Aucune typiquement documentée.
Propriétés psychométriques
Fidélité Test-retest :
Plusieurs études ont examiné la fidélité test-retest du PPT auprès d’une population en santé et ont relevé une fidélité allant d’adéquate à excellente pour tous les sous-tests de la mesure. Une méthode d’administration de trois essais a été jugée plus fiable qu’une méthode d’un seul essai.
Validité Construit :
Groupes connus :
Une étude a examiné la validité des groupes connus du PPT et a constaté 70% de précision pour détecter la latéralisation des dommages au cerveau et 90% de précision pour détecter des lésions cérébrales indépendamment de la latéralisation.
Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets de plancher ou de plafond du PPT auprès de clients ayant subi un AVC.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Aucune étude n’a formellement examiné la sensibilité aux changements du PPT auprès de clients ayant subi un AVC
Acceptabilité Le PPT a été critiqué pour ne pas refléter les activités quotidiennes de la vie réelle (Ashford, Slade, Malaprade & Turner-Stokes, 2008). Le test est rapide à compléter et ne devrait pas produire de fatigue excessive pour les patients.
Faisabilité Le PPT est court et facile à administrer et à coter
Comment obtenir l’outil ?

Le PPT peut être commandé en contactant directement le manufacturier à :

Lafayette Instruments
3700 Sagamore Parkway North
P.O. Box 5729 | Lafayette, IN 47903 USA
Tel: 765.423.1505 | 800.428.7545
Fax: 765.423.4111
E-mail: info@lafayetteinstrument.com
www.lafayetteinstrument.com

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été effectuée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du Purdue Pegboard Test (PPT). Plusieurs études ont été conduites, mais seulement une étude était spécifique aux clients ayant subi un AVC.

Fidélité

Cohérence interne :
Aucune étude n’a évalué la cohérence interne du PPT auprès de clients ayant subi un AVC.

Test-retest :
Buddenberg et Davis (1999) ont examiné la fidélité test-retest du PPT à une semaine d’intervalle en utilisant les procédures d’administration à un et trois essais, auprès de 47 participants en bonne santé. La méthode d’administration à trois essais a démontré une excellente fidélité pour tous les sous-tests en utilisant les coefficients de corrélation intraclasse (respectivement, CCI=0.37, 0.61, 0.58, 0.70, 0.51 pour les sous-tests de la main droite, de la main gauche, des deux mains, de droite + gauche + deux mains et de l’assemblage).

Plusieurs études ont examiné la fidélité test-retest de la méthode d’administration à un essai du PPT auprès d’une population en santé. La charte suivante a été adaptée de Buddenberg et Davis (1999).

Coefficients de fidélité relevés pour l’administrations à un essai du Purdue Pegboard Test :

Sous-tests Tiffin & Asher (1948) Bass & Stucki (1951) Tiffin (1968) Reddon, Gill, Gauk & Maerz (1988) (men/women) Desrosiers, Bravo & Dutil (1995)
Main droite 0.63 0.67 0.68 0.63/0.76 0.66
Main gauche 0.60 0.66 0.65 0.64/0.79 0.66
Deux mains 0.68 0.71 0.73 0.67/0.81 0.81
Gauche + Droite+ Deux mains 0.71 0.79 0.71 ND 0.90
Assemblage 0.68 0.72 0.67 0.81/0.83 0.84

ND = non documenté

Desrosiers, Hebert, Bravo et Dutil (1995) ont examiné la fidélité test-retest du PPT auprès de 35 personnes en bonne santé âgées de 60 à 89 ans et sans déficience connue aux membres supérieurs. Chaque personne a complété le PPT à deux reprises, avec un intervalle d’environ une semaine entre les tests. La fidélité test-retest, calculée à l’aide des CCI, s’est avérée allant d’adéquate à excellente pour les 5 sous-tests (respectivement, CCI=0,66, 0,83, 0,81, 0,90 et 0,84 pour les sous-tests de la main droite, de la main gauche, des deux mains, de droite + gauche + deux mains et de l’assemblage). Les scores de la deuxième administration étaient plus élevés, ce qui indique un effet de pratique.

Intra-juge :
Aucune étude n’a évalué la fidélité intra-juge du PPT auprès de clients ayant subi un AVC.

Inter-juges :
Aucune étude n’a évalué la fidélité inter-juge du PPT auprès de clients ayant subi un AVC.

Validité

Contenu :

Aucune étude n’a examiné la validité de contenu du PPT auprès de clients ayant subi un AVC.

Critère :

Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante du PPT auprès de clients ayant subi un AVC.

Prédictive :
Aucune étude n’a examiné la validité prédictive du PPT auprès de clients ayant subi un AVC.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Aucune étude n’a évalué la validité convergente ou discriminante du PPT auprès de clients ayant subi un AVC.

Groupes connues :
Costa, Vaughan, Levita et Farber (1963) ont examiné la validité de groupes connus des sous-tests du PPT (droite, gauche et deux mains) auprès de 54 clients avec des lésions cérébrales résultant de néoplasmes, de lésions traumatiques ou de maladies dégénératives, vasculaires ou infectieuses ; et 26 clients avec des lésions du système nerveux périphérique ou des lésions en-dessous du niveau de la moelle épinière thoracique (groupe témoin). Des examens cliniques neurologiques, des électroencéphalographies et des procédures neuro-radiographiques ont été utilisé pour confirmer les diagnostics. Le PPT a identifié avec précision les clients de moins de 60 ans ayant des lésions cérébrales si un ou plusieurs des éléments suivants se retrouvent dans la cotation : score gauche < 11, score droit < 13, score des deux mains < 10; ou score gauche > score droit + 3 ; et une lésion à la gauche si le score gauche > score droit et à la droite si le score droit > score gauche + 3. Le PPT a identifié avec précision les clients de plus de 60 ans ayant des lésions cérébrales si un ou plusieurs éléments suivants se retrouvent dans la cotation : score gauche < 10 ; score droit < 10; score des deux mains < 8 ; ou gauche > droit +3 ; et une lésion à la gauche si gauche > droit et à la droite si droit > gauche + 3. Si le score du client classifie avec précision le client comme ayant des lésions cérébrales, mais qu’aucune lésion gauche ou droite n’a été identifiée sur la base des scores, les lésions cérébrales sont catégorisées comme bilatérales. Les scores limites de cotation du PPT se sont révélés avoir une précision de 70% pour la latéralisation et une précision de 90% pour une lésion cérébrale sans regard à la latéralisation.

Sensibilité/Spécificité :

Aucune étude n’a examiné la sensibilité/spécificité du PPT auprès de clients ayant subi un AVC.

Sensibilité au changement

Aucune étude n’a examiné la sensibilité au changement du PPT auprès de clients ayant subi un AVC.

Références

  • Ashford, S., Slade, M., Malaprade, F., Turner-Stokes, L. (2008). Evaluation of functional outcome measures for the hemiparetic upper limb: A systematic review. Journal of Rehabilitation Medicine, 40, 787-795
  • Buddenberg, L.A. & Davis, C. (1999). Test-retest reliability of the Purdue Pegboard Test. The American Journal of Occupational Therapy, 54(5), 555-558
  • Costa, L.D., Vaughan, H.G., Levita, E. & Farber, N. (1963). Purdue Pegboard as a predictor of the presence and laterality of cerebral lesions. Journal of Consulting Psychology, 27(2), 133-137
  • Desrosiers, J., Hebert, R, Bravo, G. and Dutil, E. (1995). The Purdue Pegboard Test: Normative data for people aged 60 and over. Disability and Rehabilitation, 17(5), 217-224

Voir la mesure

Comment obtenir le Purdue Pegboard Test ?

Le PPT peut être commandé en contactant directement le manufacturier à:

Lafayette Instruments
3700 Sagamore Parkway North
P.O. Box 5729 | Lafayette, IN 47903 USA
Tel: 765.423.1505 | 800.428.7545
Fax: 765.423.4111
E-mail: info@lafayetteinstrument.com
Web: www.lafayetteinstrument.com

Table des matières

Stroke Arm Ladder

Évidence révisées en date du 15-02-2012
Auteur(s)* : Katie Marvin, MSc. PT (Candidate)
Éditeur(s) : Annabel McDermott, OT ; Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Réviseur expert : Johanne Higgins, PhD
Version française en traduction libre : Alexandra Matteau

But

La Stroke Arm Ladder a été développée à partir d’une banque existante d’items de test utilisés pour évaluer la fonction du membre supérieur auprès de patients ayant subi un AVC. La Stroke Arm Ladder comprend des tests observables de capacité ou de performance, et des questions visant à identifier les composantes d’activité et de participation de la Classification internationale du Fonctionnement, du handicap et de la santé (CIF) de l’Organisation mondiale de la santé. La mesure est constituée d’items couvrant une large gamme de niveaux de difficulté.

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

Revue détaillée

But de la mesure

La Stroke Arm Ladder a été développée à partir d’une banque existante d’items de test utilisés pour évaluer la fonction du membre supérieur auprès de patients ayant subi un AVC. La Stroke Arm Ladder comprend des tests observables de capacité ou de performance, et des questions visant à identifier les composantes d’activité et de participation de la Classification internationale du Fonctionnement, du handicap et de la santé (CIF) de l’Organisation mondiale de la santé. La mesure est constituée d’items couvrant une large gamme de niveaux de difficulté.

Les cliniciens et les chercheurs doivent utiliser une variété de mesures pour évaluer les interventions et les constructions liées à la fonction du membre supérieur chez les patients ayant subi un AVC. L’administration d’une variété de tests peut être longue, laborieuse et peut représenter une lourde charge pour les clients. La Stroke Arm Ladder a été développée pour résoudre ce problème en fournissant une échelle de mesure à intervalle globale et plus complète pour l’évaluation et le suivi de la fonction du membre supérieur.

Versions disponibless

Aucune version n’a été documentée jusqu’à présent.

Caractéristiques de la mesure

Items :

La Stroke Arm Ladder est composée de 34 items sélectionnés à partir d’une banque existante de 49 items de test utilisés pour évaluer la fonction du membre supérieur auprès de patients ayant subi un AVC. La banque existante d’items reflète les domaines de la Classification internationale du Fonctionnement, du handicap et de la santé (CIF) de l’Organisation mondiale de la santé (fonctions organiques ; activité et participation), et provient de mesures de résultats couramment utilisées, tel que la Chedoke McMaster Stroke Assessment, l’Indice de Barthel et la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement.

Description des tâches :

Item de départ : préhension de type pistolet, tirer sur la gâchette, puis revenir en position initiale.

  • Si le patient est incapable d’exécuter l’item de départ – procéder ensuite au sous-test FACILE, débuter avec l’item numéro 7.
  • Si le patient est capable d’exécuter l’item de départ – procéder ensuite au sous-test DIFFICILE, débuter avec l’item numéro 36.

Items du sous-test facile :

Item Score/100
1. Nouer un foulard autour du cou d’une personne (tâche bilatérale). La tâche est partiellement accomplie (plus de 25%) ou certaines étapes sont accomplies avec des difficultés majeures nécessitant des efforts répétés. Des parties de la tâche peuvent avoir été modifiées ou avoir nécessité de l’assistance pour qu’elle soit réalisée. 3
2. Ouvrir un pot et enlever une cuillerée de café (tâche bilatérale). La tâche est partiellement accomplie (plus de 25%) ou certaines étapes sont accomplies avec des difficultés majeures nécessitant des efforts répétés. Des parties de la tâche peuvent avoir été modifiées ou avoir nécessité de l’assistance pour qu’elle soit réalisée. 4
3. Déverrouiller un verrou et ouvrir un contenant à pilules (tâche bilatérale). La tâche est partiellement accomplie (plus de 25%) ou certaines étapes sont accomplies avec des difficultés majeures nécessitant des efforts répétés. Des parties de la tâche peuvent avoir été modifiées ou avoir nécessité de l’assistance pour qu’elle soit réalisée. 5
4. Se nourrir de façon indépendante. Le patient a besoin d’aide pour manger un repas sur un plateau ou une table lorsque quelqu’un place les aliments à portée de main. Le patient a besoin d’aide pour mettre un aide technique si nécessaire, couper la nourriture, utiliser la salière et la poivrière, mettre du beurre, etc. Le patient a besoin d’aide pour être capable d’accomplir cette tâche dans un délai raisonnable. 23
5. Écrire sur une enveloppe et coller un timbre (tâche bilatérale). La tâche est partiellement accomplie (plus de 25%) ou certaines étapes sont accomplies avec des difficultés majeures nécessitant des efforts répétés. Des parties de la tâche peuvent avoir été modifiées ou avoir nécessité de l’assistance pour qu’elle soit réalisée. 29
6. S’habiller et se déshabiller. Le patient a besoin d’aide : pour mettre, enlever et attacher tous ses vêtements et lacer ses souliers (sauf s’il est nécessaire d’utiliser des aides adaptés pour cela). Cela inclut mettre, enlever et attacher un corset ou une attelle s’ils sont prescrits. 33
7. Mélanger et distribuer des cartes à jouer (tâche bilatérale). La tâche est partiellement accomplie (plus de 25%) ou certaines étapes sont accomplies avec des difficultés majeures nécessitant des efforts répétés. Des parties de la tâche peuvent avoir été modifiées ou avoir nécessité de l’assistance pour qu’elle soit réalisée.
Capable d’exécuter l’item numéro 7 : aller vers le bas jusqu’à ce que le patient soit incapable de satisfaire aux critères d’une tâche spécifique.
Incapable d’exécuter l’item numéro 7 : aller vers le haut jusqu’à ce que le patient soit capable de répondre aux critères d’une tâche spécifique.
34
8. Coude sur le côté du corps à 90 degrés de flexion : supination puis pronation. 44
9. Flexion des doigts puis extension. 45
10. Extension du coude en position couchée (en commençant avec le coude complètement fléchi). Capable d’effectuer le mouvement d’une manière qui est comparable au côté non affecté. 46
11. Abduction de la scapula en position couchée. Capable d’effectuer le mouvement d’une manière qui est comparable au côté non affecté. 48
12. Est-ce que le patient prépare ses propres repas? Est-ce qu’il cuisine de façon indépendante ? 49
13. Se nourrir de façon indépendante : le patient peut manger seul un repas sur un plateau ou une table lorsque quelqu’un place les aliments à portée de main. Le patient est capable de mettre un aide technique si nécessaire, de couper sa nourriture, d’utiliser la salière et la poivrière, de mettre du beurre, etc. Le patient doit être capable d’accomplir cette tâche dans un délai raisonnable. 51
14. Main sans appui : opposition du pouce au petit doigt. 51
15. Manipuler de la monnaie (tâche unilatérale). La tâche est partiellement accomplie (plus de 25%) ou certaines étapes sont accomplies avec des difficultés majeures nécessitant des efforts répétés. Des parties de la tâche peuvent avoir été modifiées ou avoir nécessité de l’assistance pour qu’elle soit réalisée. 52
16. Placer la main sur son sacrum. Capable d’effectuer le mouvement d’une manière qui est comparable au côté non affecté. 53
17. Hausser les épaules (élévation de la scapula). Capable d’effectuer le mouvement d’une manière qui est comparable au côté non affecté. 55
18. Est-ce que le patient effectue les tâches ménagères ? Sans aide ? 56
19. S’habiller et se déshabiller de façon indépendante. Le patient est capable de mettre, enlever et attacher tous ses vêtements et lacer ses souliers (sauf s’il est nécessaire d’utiliser des aides adaptés pour cela). Cela inclut mettre, enlever et attacher un corset ou une attelle s’ils sont prescrits. 56
20. Prendre et déplacer de petits objets (tâche unilatérale). La tâche est partiellement accomplie (plus de 25%) ou certaines étapes sont accomplies avec des difficultés majeures nécessitant des efforts répétés. Des parties de la tâche peuvent avoir été modifiées ou avoir nécessité de l’assistance pour qu’elle soit réalisée. 57
21. Écrire sur une enveloppe et coller un timbre dessus (tâche bilatérale). La tâche est accomplie avec succès sans hésitation ou difficultés, comme indiqué ou démontré. 57

Items du sous-test difficile :

Item Score/100
22. Dans les deux dernières semaines, avez-vous été capable de couper vos aliments avec un couteau et une fourchette ? 58
23. Dans les deux dernières semaines, avez-vous été capable d’utiliser votre main qui a été la plus affectée par votre AVC pour tourner une poignée de porte ? 59
24. Prendre et déplacer un pot (tâche unilatérale). La tâche est accomplie avec succès sans hésitation ou difficultés, comme indiqué ou démontré. 59
25. Déverrouiller un verrou et ouvrir un contenant à pilules (tâche bilatérale). La tâche est accomplie avec succès sans hésitation ou difficultés, comme indiqué ou démontré. 60
26. Dans les deux dernières semaines, avez-vous été capable d’effectuer des tâches ménagères légères (ex. épousseter, faire un lit, sortir les poubelles, faire la vaisselle)? Juste un peu ou pas du tout difficile. 61
27. Se laver de façon indépendante. Le patient doit être capable d’utiliser un bain, une douche ou de faire une toilette complète à l’éponge. Le patient doit être capable d’effectuer toutes les étapes associées à l’une de ces tâches sans qu’une autre personne soit présente. 63
28. Nouer un foulard autour du cou d’une personne (tâche bilatérale). La tâche est accomplie avec succès sans hésitation ou difficultés, comme indiqué ou démontré. 63
29. Main du genou au front 5x en 5 secondes. 64
30. Bras au repos sur le côté du corps: lever le bras au-dessus de la tête avec une supination complète. 64
31. Pronation : taper du doigt avec l’index 10x en 5 secondes 65
32. Dans les deux dernières semaines, avez-vous été capable d’utiliser votre main qui a été la plus affectée par votre AVC pour transporter des objets lourds (ex. un sac de courses)? (Homme) 66
33. Ouvrir un pot et enlever une cuillerée de café (tâche bilatérale). La tâche est accomplie avec succès sans hésitation ou difficultés, comme indiqué ou démontré. 71
34. Dans les deux dernières semaines, avez-vous été capable de couper vos ongles d’orteil? 73
35. Dans les deux dernières semaines, avez-vous été capable d’utiliser votre main qui a été la plus affectée par votre AVC pour transporter des objets lourds (ex. un sac de courses)? (Femme) Juste un peu ou pas du tout difficile. 73
36. Coude sur le côté, flexion à 90 degrés : résistance à la rotation externe de l’épaule.
Capable d’exécuter l’item numéro 36 : se déplacer vers le bas jusqu’à ce que le patient ne puisse plus répondre aux critères de la tâche spécifique.
Incapable d’exécuter l’item numéro 36 : se déplacer vers le haut jusqu’à ce que le patient soit capable de répondre aux critères de la tâche spécifique.
76
37. Pouce au bout des doigts, puis faire l’inverse 3x en 12 secondes. 78
38. Nombre de blocs transférés en 60 secondes > 30 82
39. Taper des mains au-dessus de la tête, puis derrière le dos 3x en 5 secondes. 82
40. Faire rebondir une balle 4 fois de suite, puis l’attraper. 93
41. Nombre de blocs transférés en 60 secondes > 60 100

Cotation et interprétation du score :

La Stroke Arm Ladder est cotée sur 100 et repose sur l’exécution des items de test. Par exemple, si le patient est capable d’effectuer l’item de test de départ (préhension de type pistolet, tirer sur la gâchette), il commence automatiquement à l’item 36 dans les « items du sous-test DIFFICILE » ; les items sont évalués dans un ordre séquentiel (36, 37, 38, 39, etc.) ; si le patient accomplit avec succès les trois items suivants, mais est incapable d’accomplir l’item 40, il obtient un score de 82 sur 100 (tel qu’indiqué dans la colonne de droite à côté de l’item 39).

Les informations sur l’interprétation du score ne sont pas disponibles pour l’instant.

Durée :

N’a pas été documentée.

Formation :

Aucune formation n’a été documentée.

Équipements :

  • Foulard
  • Pot avec le couvercle
  • Café
  • Contenant à pilules
  • Verrou manuel
  • Ustensiles d’alimentation
  • Assiette, bol, verre, tasse
  • Salière et poivrière
  • Enveloppe
  • Timbre
  • Vêtements (chandail et pantalon avec boutons)
  • Jeu de cartes
  • Pièces de monnaie
  • Stylo ou crayon
  • Accès à une cuisine et une salle de bain si l’observation de tâches est nécessaire

Versions alternatives de l’évaluation

Aucune version alternative n’a été documentée jusqu’à présent.

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

  • Les clients ayant subi un AVC (léger, modéré et sévère) en phase aiguë ou subaiguë de récupération.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Les patients à plus de 7 mois post-AVC jusqu’à ce que des tests de validation supplémentaires soient complétés.

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

Anglais

Sommaire

Que mesure l’outil ? La fonction du membre supérieur suite à un AVC.
Avec quelles clientèles l’outil peut-il être utilisé ? Peut être utilisé avec les clients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Outil d’évaluation
Temps d’administration N’a pas été documenté.
Versions Il n’y a pas de versions alternatives de la Stroke Arm Ladder.
Autres langues Il n’y a pas de traductions officielles de la Stroke Arm Ladder.
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Une étude a examiné la cohérence interne de la Stroke Arm Ladder et a relevé une excellente cohérence interne.
Validité Contenu :
Une étude a examiné la validité de contenu de la Stroke Arm Ladder et a confirmé l’ordre hiérarchique des items en utilisant une analyse de Rasch.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Une étude a examiné la validité convergente de la Stroke Arm Ladder et a relevé d’excellentes corrélations entre la Stroke Arm Ladder et la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement ; et de faibles corrélations entre la Stroke Arm Ladder et les sous-tests Santé mentale et Santé émotionnelle de la Medical Outcomes Study Short Form 36.

Groupes connus :
Une étude a examiné la validité des groupes connus et a relevé que la Stroke Arm Ladder peut différencier les deux extrêmes de sévérité de l’AVC ; léger et sévère.

Effets plancher/plafond Une étude a examiné les effets de plancher et de plafond de la Stroke Arm Ladder et n’a relevé aucun effet de plancher ou de plafond auprès d’un échantillon de patients ayant subi un AVC allant de léger à sévère.
Note : La Stroke Arm Ladder a seulement été testé auprès de patients à moins de 7 mois post-AVC.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? N’a pas encore été examiné.
Acceptabilité Les résultats appuient la validation préliminaire des propriétés psychométriques, toutefois, des recherches supplémentaires sont nécessaires avant que l’outil soit prêt à être utilisé en clinique.
Faisabilité La Stroke Arm Ladder est facile et simple à administrer. La Stroke Arm Ladder offre un outil d’évaluation global et plus complet pour l’évaluation et le suivi de la fonction du membre supérieur.
Comment obtenir l’outil ? De l’information sur la Stroke Arm Ladder peut être obtenue de l’étude de Higgins, Finch, Kopec & Mayo (2011).

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques de la Stroke Arm Ladder et n’a identifié que l’étude de validation initiale. Les résultats appuient la validation préliminaire des propriétés psychométriques, toutefois, des recherches supplémentaires sont nécessaires avant que l’outil soit prêt à être utilisé en clinique.

Effets plancher/plafond

Higgins, Finch, Kopec et Mayo (2011) ont examiné les effets de plancher ou de plafond de la Stroke Arm Ladder auprès de patients ayant subi un AVC et n’ont relevé aucun effet de plancher ou plafond puisqu’aucun patient n’a coté en dessous ou au-dessus, respectivement, des items les plus faciles et des items les plus difficiles.
Note : Cet échantillon incluait uniquement des patients à moins de 7 mois post-AVC, et donc la Stroke Arm Ladder ne devrait pas être utilisé avec les patients après 7 mois post-AVC jusqu’à ce que des tests de validation supplémentaires soient complétés.

Fidélité

Cohérence interne :
Higgins, Finch, Kopec et Mayo (2011) ont examiné la cohérence interne de la Stroke Arm Ladder et ont relevé une excellente cohérence interne (alpha de Cronbach = 0,97).

Test-retest :
La fidélité test-retest n’a pas été examinée.

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

Inter-juges :
La fidélité inter-juges n’a pas été examinée.

Validité

Contenu :

Higgins, Finch, Kopec et Mayo (2011) ont étudié la validité de contenu de la Stroke Arm Ladder auprès de clients ayant subi un AVC. Lors de l’élaboration de la Stroke Arm Ladder, 49 items provenant de tests et d’index validés, utilisés pour évaluer la fonction et le mouvement du membre supérieur, tel que le Box and Block Test, ont été sélectionnés. Quinze items ont été supprimés pour des raisons telles que la redondance et le manque de correspondance avec le modèle. Lors de la validation des 34 items retenus pour la version finale de la mesure, tous les patients ayant subi un AVC ont obtenu des valeurs résiduelles de correspondance se situant entre -2,0 et +2,0. L’ordre hiérarchique des items a été confirmé en utilisant une analyse de Rasch. Les résultats de cette étude suggèrent que les 34 items de la Stroke Arm Ladder reflètent le même construit.

Critère :

Concourante :
La validité concourante n’a pas été examinée.

Prédictive :
La validité prédictive n’a pas été examinée.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Higgins, Finch, Kopec et Mayo (2011) ont étudié la validité convergente de la Stroke Arm Ladder en le comparant à l’indice de récupération fonctionnelle globale (score total sur la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement). Une excellente corrélation a été relevée entre les deux mesures (r = 0,6; P < 0,0001). Les auteurs ont également examiné la corrélation entre la Stroke Arm Ladder et les sous-tests mental et émotionnel de la Medical Outcomes Study Short Form 36 (SF-36) et ont relevé une faible corrélation (r = 0,2; P < 0,0001). Les résultats de cette étude indiquent que la Stroke Arm Ladder mesure adéquatement la structure de la fonction du membre supérieur, avec des capacités limitées pour évaluer l’état mental et émotionnel après l’AVC, tel que prévu par les concepteurs.

Groupes connus
Higgins, Finch, Kopec et Mayo (2011) ont examiné la validité des groupes connus de la Stroke Arm Ladder auprès de patients ayant subi un AVC. Les patients ayant subi un AVC ont été classés comme présentant un AVC léger, léger modéré, modéré ou sévère en utilisant la Canadian Neurological Scale (CNS). Les résultats ont révélé que la Stroke Arm Ladder était en mesure de différencier deux des quatre différents niveaux de sévérité d’AVC : léger et sévère. Les patients classés comme présentant un AVC modéré ou sévère ont obtenu des scores similaires sur la mesure, tout comme les patients classés comme présentant un AVC léger ou léger modéré. Les patients classés comme présentant un AVC modéré ou sévère différaient significativement de ceux classés comme présentant un AVC léger ou léger modéré, indiquant la capacité de la Stroke Arm Ladder de différencier les deux extrêmes (léger vs sévère).

Sensibilité/Spécificité

La sensibilité/spécificité n’a pas été examinée.

Sensibilité au changement

La sensibilité au changement n’a pas été examinée.

Références

  • Higgins, J., Finch, L.E., Kopec, J. & Mayo, N.E. (2011). Development and initial psychometric evaluation of the Stroke Arm Ladder: A measure of upper extremity function post stroke. Clinical Rehabilitation, 25(8), 740-759.

Voir la mesure

Comment obtenir la Stroke Arm Ladder ?

La Stroke Arm Ladder est disponible dans l’article suivant :

Higgins, J., Finch, L.E., Kopec, J. & Mayo, N.E. (2011). Development and initial psychometric evaluation of the Stroke Arm Ladder: A measure of upper extremity function post stroke. Clinical Rehabilitation, 25(8), 740-759.

Table des matières

Stroke Impact Scale (SIS)

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

But

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

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

Revue détaillée

But de la mesure

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

Versions disponibles

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

Caractéristiques de la mesure

Items :

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

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

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

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

Instructions de l’administration des items :

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

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

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

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

Cotation :

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Durée :

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

Sous-échelles :

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

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

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

Équipements :

Seulement l’échelle et un crayon sont nécessaires.

Formation:

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

Versions alternatives de la SIS

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

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

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

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

Pertinence de l’évaluation selon la clientèle

Peut être utilisé avec :

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

Ne devrait pas être utilisé avec :

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

Dans quelles langues la mesure est-elle disponible ?

La SIS a été initialement développée en anglais.

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

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

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

Sommaire

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Propriétés psychométriques

Résumé

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

Effets plancher/plafond

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

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

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

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

Fidélité

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

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

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

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

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

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

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

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

Validité

Contenu :

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

Critère :

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Construit :

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

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

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

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

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

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

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

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

Sensitivité et Spécificité :

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

Sensibilité au changement

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

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

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

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

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

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

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  • Sullivan, J. (2014). Measurement characteristics and clinical utility of the Stroke Impact Scale. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 95, 1799-1800.
  • Vellone, E., Savini, S., Barbato, N., Carovillano, G., Caramia, M., & Alvaro, R. (2010). Quality of life in stroke survivors: first results from the reliability and validity of the Italian version of the Stroke Impact Scale 3.0. Annali di Igiene, 22, 469-79.
  • Vellone, E., Savini, S., Fida, R., Dickson, V.V., Melkus, G.D., Carod-Artal, F.J., Rocco, G., & Alvaro, R. (2015). Psychometric evaluation of the Stroke Impact Scale 3.0. Journal of Cardiovascular Nursing, 30(3), 229-41. doi: 10.1097/JCN.0000000000000145
  • Ward, I., Pivko, S., Brooks, G., & Parkin, K. (2011). Validity of the Stroke Rehabilitation Assessment of Movement Scale in acute rehabilitation: a comparison with the Functional Independence Measure and Stroke Impact Scale-16. Physical Medicine and Rehabilitation, 3(11), 1013-21. doi: 10.1016/j.pmrj.2011.08.537
  • Ware, J.E. Jr., & Sherbourne, C.D. (1992). The MOS 36-item short-form health survey (SF-36). I. Conceptual framework and item selection. Medical Care, 30, 473-83.
  • Yesavage, J.A., Brink, T., Rose, T.L., Lum, O., Huang, V., Adey, M., & Leirer, V.O. (1983). Development and validation of a geriatric depression screening scale: A preliminary report. Journal of Psychiatric Research, 17, 37-49.

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Comment obtenir la SIS ?

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

Cet instrument a été développé par :

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

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

Table des matières

Upper Extremity Function Test (UEFT)

Évidence révisées en date du 19-04-2013
Auteur(s)* : Katie Marvin, MSc. PT
Éditeur(s) : Annabel McDermott ; Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche

But

L’Upper Extremity Function Test (UEFT) est un outil évaluatif servant à déterminer les déficits fonctionnels du membre supérieur et la sévérité des déficits chez les patients démontrant des dysfonctions du membre supérieur.

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

L’Upper Extremity Function Test (UEFT) est un outil évaluatif servant à déterminer les déficits fonctionnels du membre supérieur et la sévérité des déficits chez les patients démontrant des dysfonctions du membre supérieur. Le test évalue le fonctionnement basé sur la supposition que les mouvements complexes du membre supérieur, effectués dans les activités de tous les jours, sont effectués à partir de patrons de mouvements (ex : supination / pronation, préhension / relâchement, prise de pince, etc.) ; l’évaluation de ces patrons de mouvements peut donc prédire la capacité du patient pour réaliser des activités fonctionnelles. L’UEFT a été conçu principalement pour quantifier la capacité du patient d’exécuter les activités générales du membre supérieur et ne prend pas en considération les facteurs tels que les habiletés, la vitesse, l’amplitude de mouvement, l’endurance, les sensations, etc. La liste sélectionnée des items est censée représenter les mouvements du membre supérieur qui sont nécessaires pour réaliser un grand nombre des principales activités de la vie quotidienne. L’UEFT n’a pas encore été corrélé avec les activités professionnelles du membre supérieur.

Versions disponibles

L’Action Research Arm Test (ARAT) a été développé par Ronald Lyle en 1981 en adaptant l’Upper Extremity Function Test (Carroll, 1965). L’administration de l’UEFT et la cotation ont été simplifiées, le temps requis pour administrer le test a été diminué et les items ont été groupés en se basant sur une échelle hiérarchique (Guttman Scale – Lang, Wagner, Dromerick & Edwards, 2006). Dû au besoin d’avoir des instructions plus détaillées et plus spécifiques concernant la position du client, la cotation et l’administration du test (Yozbatiran, Der-Yeghiaian et Cramer – 2008) ont proposé une approche standardisée dans l’ARAT.

Pour plus d’informations, vous pouvez visiter notre module concernant l’Action Research Arm Test.

Caractéristiques de l’outil

Items :

L’UEFT est composé de 33 items ou tâches, détaillés ci-dessous.

Descriptions des tâches :

Le patient est positionné confortablement sur une chaise devant la table utilisée pour le test. Le patient est évalué alors qu’il exécute différentes tâches, telles que bouger des objets vers une étagère, placer des objets sur un goujon, écrire leur nom, etc. Les objets sont de formes et de poids variés afin d’évaluer la préhension, la pince, le placement, l’extension et l’élévation, la pronation et la supination, ainsi que la force fonctionnelle.

Notez que le patient n’a pas le droit de se lever de la chaise durant le test (sauf si une pause est nécessaire). Cependant, les transferts de poids et les roulements d’un côté à l’autre des fesses sont permis. Chaque bras est évalué individuellement. Les démonstrations des tâches sont permises (Carroll, 1965).

Cotation et interprétation des scores :

L’UEFT utilise une méthode de cotation simple où les résultats peuvent être comparés à différents intervalles de temps.

Cotation :

3 Effectue le test normalement.
2 Complète le test, mais prend un temps anormalement long ou a une grande difficulté.
1 Effectue le test partiellement. Cette cote est donnée lorsque le patient est capable de prendre ou de soulever un objet du test à partir de la table, mais est incapable de placer l’objet dans la bonne position finale. Par exemple, dans les items 27 à 29, le patient serait capable de lever le pichet ou le verre, mais serait incapable de verser l’eau dans le bon réceptacle.
0 Est incapable d’effectuer le test. Si le patient pousse les objets hors de leur position ou autour sur la table, une cote de 0 est assignée.

Le score total est additionné. Le score maximum pour la main dominante est de 99, comparativement à un score maximum de 96 pour la main non dominante (car l’item 33 consiste à écrire le nom du patient avec la main dominante).

Les auteurs du test ont conclu qu’une augmentation ou une diminution de 10 points représentent respectivement un gain ou une perte significative de fonctionnement.

Des points de score presque égaux ont été attribués aux deux fonctions de préhension (prendre, préhension et pince) et de placement (stabilité de l’épaule, abduction et flexion / extension de l’épaule, flexion / extension du coude, flexion / extension du poignet, et pronation / supination) ; les deux fonctions doivent être intactes afin qu’un score élevé soit attribué.

Interprétation des scores :

0 à 25: Aucunement fonctionnel
26-50: Très faible
51-75: Faible
76-89: Fonctionnement partiel
90-98: Fonctinnel
99 (main dominante) / 96 (main non-dominante) Fonctionnement maximal

Implications fonctionnelles de l’UEFT :

Basmajian et al. (1982) ont examiné les implications fonctionnelles des scores de l’UEFT et ont noté que les scores suivants indiquent les capacités associées aux activités des patients :

  • 0: Aucun fonctionnement
  • 10: Tenir un livre pour lire
  • 20: Conduire
  • 30: Transporter des objets d’un endroit à un autre
  • 40: S’habiller
  • 50: Se nourrir
  • 60: Se raser/se maquiller
  • 70: Faire de l’artisanat à la main
  • 80: Faire des métiers artisanaux (couture, jardinage, menuiserie)
  • 90: Jouer aux cartes
  • 100: Écrire une lettre/utiliser un clavier.

Adapté de Basmajian, Gowland, Brandstater, Swanson & Trotter (1982).

Temps d’administration requis :

L’UEFT prend approximativement une heure à administrer (Lyle, 1981).

Formations requises :

Aucune typiquement documentée. Cependant, il est recommandé que le clinicien connaisse bien l’outil d’évaluation.

Sous-échelles :

Aucune typiquement identifiée.

Équipement :

  • Table de 17,5 po. en largeur x 28,5 po. en longueur x 30,75 po. en hauteur.
  • Étagère de 3,75 po. de largeur surélevée à 14,75 po. de la table.
  • Cubes de bois : 4 x 4 x 4po. (576g) ; 3 x 3 x 3po. (243g) ; 2 x 2 x 2 po. (72g); 1 x 1 x 1po. (9g).
  • Grand tuyau de fer : ,625 de D.E.* x 6,125 po. (500g)
  • Petit tuyau de fer : 0,87 de D.E. x 4,125 (125g)
  • Ardoise : 4,125 x 1 x 0,375 (61g)
  • Balle de bois : 3 de D.E. (100g)
  • Bille de verre 0,625 de D.E. (6.3g)
  • Sphère de métal 0,44 de D.E. (6,6g) ; 0,25 D.E. (1,0g); 0,16 (0,34g)
  • Rondelle d’acier de 0,16 d’épaisseur x 1,375 D.E. x 0,56 D.I.(14,5g)
  • Fer de 6 lb approximativement
  • 2 verres de plastique 8 fl. oz
  • Pichet d’eau en aluminium rempli au trois quart de sa capacité
  • Crayon

*D.E. = Diamètre extérieur ; D.I. = Diamètre intérieur

Pour plus d’informations, vous pouvez vous référer à Carroll (1965) pour plus d’informations concernant l’installation de l’UEFT.

Formes alternatives de l’Action Research Arm Test

Aucune typiquement identifiée.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Les clients ayant subi un AVC.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Lors de l’administration de l’UEFT chez les clients avec des amputations du membre supérieur, le score total devrait être ajusté selon l’échelle suivante.

Scores totaux au UEFT chez les individus ayant subi des amputations :

Poignets : 0
Trois doigts : 41
Doigt du centre : 87
Index et 2e métacarpe : 84
Pouce et articulation métacarpo-phalangienne : 91
Index au niveau de l’articulation interphalangienne proximale : 93

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

Il n’y a aucune traduction officielle de l’UEFT.

Sommaire

Que mesure l’outil ? L’UEFT mesure les changements spécifiques dans les déficits et le fonctionnement du membre supérieur.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? L’UEFT peut être utilisé avec les gens ayant subi un AVC, mais son usage n’est pas limité à cette clientèle.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation.
Temps d’administration requis L’UEFT prend approximativement une heure à administrer.
Versions L’Action Research Arm Test (ARAT) a été développé par Ronald Lyle en 1981 en adaptant l’Upper Extremity Function Test – UEFT (Carroll, 1965).
Langues Il n’y a pas de traduction officielle.
Propriétés psychométriques
Fidélité Test-retest :
Une étude a examiné la fidélité test-retest de l’UEFT et a relevé une forte fidélité inter-juges auprès d’un échantillon de patients avec des déficits chroniques du membre inférieur résultants de troubles tels que l’AVC.

Inter-juges :
Une étude a examiné la fidélité inter-juges de l’UEFT et a relevé une forte corrélation inter-juges.

Validité Prédictive :
Une étude a examiné la validité prédictive de l’UEFT et a noté que les scores au UEFT à l’admission étaient prédicteurs des scores au UEFT au moment du congé.
Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets de plancher/plafond de l’UEFT.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Aucune étude n’a formellement examiné la sensibilité au changement de l’UEFT.
Acceptabilité L’UEFT est simple et peut être facilement administré dans plusieurs contextes (ex. au domicile ou dans une clinique).
Faisabilité L’administration de l’UEFT et de l’ARAT est simple et rapide, mais nécessite un équipement standardisé.
Comment obtenir l’outil ? Pour plus d’informations concernant l’UEFT, vous pouvez vous référer à l’étude de validation initiale par Carroll (1965).

Propriétés psychométriques

Résumé

Une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques de l’Upper Extremity Function Test. Les informations disponibles concernant l’UEFT sont limitées ; cependant, l’Action Research Arm Test, développé en 1981 comme une adaptation de l’UEFT, est un outil utilisé avec les clients ayant subi un AVC qui est plus fiable, valide et sensible au changement.

Effets plancher/plafond

Aucune étude n’a examiné les effets de plancher et de plafond de l’UEFT.

Fidélité

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

Test-retest :
Carroll (1965) a examiné la fidélité test-retest de l’UEFT auprès d’un échantillon de 23 patients présentant une atteinte chronique stable du membre supérieur due à des causes diverses (y compris un AVC) et de 7 patients ayant une fonction normale du membre supérieur. L’UEFT a été administré à deux reprises, à 30 jours d’intervalle. Les scores pour les individus ayant une fonction normale des membres supérieurs étaient identiques lors des deux temps de mesure. Parmi les scores obtenus pour les patients présentant une atteinte chronique stable du membre supérieur, 1 cas était identique, 5 cas présentaient une différence de 1 point, 7 cas présentaient une différence de 3 points, 2 cas présentaient une différence de 5 points et 3 cas présentaient une différence de 6, 7 et 8 points. Les résultats de cette étude de fidélité suggèrent que l’UEFT a une forte fidélité test-retest.

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

Inter-juges :
Carroll (1965) a examiné la fidélité inter-juges de l’UEFT auprès de cliniciens expérimentés et non expérimentés avec l’utilisation de l’UEFT. Deux évaluateurs ayant l’expérience avec l’UEFT ont évalué les membres supérieurs de 48 personnes ayant subi un AVC. Les deux évaluateurs ont évalué de façon identique 46% des patients, 21% à un point de différence, 8% à deux points, 10% à trois points, 8% à quatre points et 6% à cinq points de différence. Par la suite, trois examinateurs sans expérience avec l’utilisation de l’UEFT ont été formés sur le système de notation de l’instrument et ont ensuite été invités à évaluer la performance de 15 patients ayant subi un AVC. Dans 97% des cas, les évaluateurs inexpérimentés ont obtenu des scores d’évaluation variant de 7 points comparativement aux scores d’évaluation obtenus par les évaluateurs expérimentés. Les résultats de cette étude indiquent que l’UEFT a une forte fidélité inter-juges.

Validité

Contenu:

Aucune étude n’a examiné la validité de contenu de l’UEFT.

Critère:

Concourante :
Aucune étude n’a examiné la validité concourante de l’UEFT.

Prédictive :
Barrecca, Finlayson, Gowland & Basmajian (1999) ont examiné la validité prédictive de l’UEFT et du Halstead Category Test chez 16 patients ayant subi un AVC. Il a été relevé que les scores à l’admission au UEFT et au Halstead Category Test étaient prédicteurs des scores au UEFT lors du congé (approximativement 5 semaines plus tard), et ce même chez les patients avec des déficits sévères aux membres supérieurs suivant un AVC.

Construit :

Convergente/Discriminante :
Aucune étude a examiné la validité discriminante de l’UEFT.

Groupes connus :
Aucune étude n’a examiné la validé des groupes connus de l’UEFT.

Sensibilité/Spécificité :
Aucune étude n’a examiné la spécificité de l’UEFT.

Sensibilité au changement

Popovic, Popovic, Sinkjaer, Stefanovic & Schwirtlick (2003) ont examiné les effets de la Stimulation électrique fonctionnelle sur le fonctionnement du membre supérieur chez des patients ayant subi un AVC. L’UEFT était utilisé pour évaluer les résultats de la thérapie et était capable de détecter les changements dans le fonctionnement du membre supérieur chez les patients ayant subi un AVC.

Références

  • Barreca, S., Finlayson, A., Gowland, C. & Basmajian, J. (1999). Use of the Halstead Category Test as a predictor of functional recovery in the hemiplegic upper limb: A cross-validation study. The Clinical Neuropsychologist, 13(2), 171-178.
  • Basmajian, C., Gowland, M., Brandstater, L., Swanson, L. & Trotter, J. (1982). EMG feedback treatment of upper limb in hemiplegic stroke patients: A pilot study. Archives of Physical Medicine Rehabilitation, 63, 614.
  • Carroll, D. (1965). A quantitative test of upper extremity function. Journal of Chronic Diseases, 18, 479-491.
  • Lang, C.E., Wagner, J.M, Dromerick, A.W., & Edwards, D.F. (2006). Measurement of upper extremity function early after stroke: properties of the action research arm test.Archives Physical Medicine and Rehabilitation, 87, 1605-1610.
  • Lyle, R.C. (1981). A performance test for assessment of upper limb function in physical rehabilitation treatment and research. International Journal of Rehabilitation Research, 4(4), 483-492.
  • Okkema, K.A. (1998). Functional evaluation of upper extremity use following stroke: A literature review. Topics of Stroke Rehabilitation, 4(4), 54-75
  • Popovic, M.B., Popovic, D.B., Sinkjaer, T., Stefanovic, A. & Schwirtlich, L. (2003). Clinical evaluation of Funcational Evaluation Therapy in acute hemiplegic subjects. Journal of Rehabilitation Research and Development, 40(5), 443-454.

Voir la mesure

Plus d’informations concernant l’UEFT peuvent être obtenues dans la publication suivante :

Carroll, D. (1965). A quantitative test of upper extremity function. Journal of Chronic Diseases, 18, 479-491.

Table des matières

Wolf Motor Function Test (WMFT)

Évidence révisées en date du 11-01-2011
Auteur(s)* : Sabrina Figueiredo, BSc
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT
Version française en traduction libre : Marie-Eve McClure, erg
Cohérence du contenu et de la traduction : Gabriel Plumier

But

Le Wolf Motor Function Test (WMFT) évalue la capacité motrice du membre supérieur (MS) à l’aide de tâches fonctionnelles chronométrées (Wolf, Catlin, Ellis, Archer, Morgan & Piacentino, 1995).

Revue détaillée

But de l’outil

Le Wolf Motor Function Test (WMFT) évalue la capacité motrice du membre supérieur (MS) à l’aide de tâches fonctionnelles chronométrées. (Wolf, Catlin, Ellis, Archer, Morgan & Piacentino, 1995).

Versions disponibles

La version originale du WMFT a été développée par Wolf, Lecraw, Barton, et Jann en 1989 afin d’étudier les effets de la Thérapie par contrainte induite du mouvement auprès de clients ayant subi un AVC léger à modéré et un traumatisme crânien cérébral. En 1999, une gradation du WMFT a été élaborée par Uswatte et Taub afin d’évaluer la capacité motrice de patients dont le fonctionnement était inférieur à la moyenne (Morris, Uswatte, Crago, Cook & Taub, 2001).

Caractéristiques de l’outil

Items :

La version originale du WMFT comprenait 21 items. Une version très largement utilisée du WMFT comprend 17 items. Les 6 premiers items évaluent des tâches fonctionnelles chronométrées, les items 7 et 14 mesurent la force, et les 9 autres items permettent d’évaluer la qualité du mouvement lors de l’exécution de tâches variées (Wolf et al., 1995; Whitall, Savin, Harris-Love, & Waller, 2006).

L’évaluateur doit d’abord évaluer le MS le moins affecté, pour poursuivre avec le côté le plus affecté. Les items suivants devraient être réalisés le plus rapidement possible, et interrompus après 120 secondes (Wolf, Thompson, Morris, Rose, Winstein, Taub, et coll., 2005) :

  • Avant-bras sur la table (latéralement) : la personne tente de placer son avant-bras sur la table en effectuant une abduction de l’épaule.
  • Avant-bras sur la boîte (latéralement) : la personne tente de placer son avant-bras sur une boîte, d’une hauteur de 25,4 cm, en effectuant une abduction de l’épaule.
  • Extension du coude (latéralement) : la personne tente d’atteindre l’autre côté d’une table, d’une longueur de 28 cm, en effectuant une extension du coude (sur le côté).
  • Extension du coude latéralement avec un poids de 1 lb: la personne tente de pousser le poids de l’autre côté d’une table avec la face postérieure du poignet en effectuant une extension du coude.
  • Main sur la table (face) : la personne tente de placer la main évaluée sur le dessus d’une table.
  • Main sur la boîte (face) : la personne tente de placer la main évaluée sur le dessus d’une boîte placée sur une table.
  • Poids sur la boîte : la personne tente de placer la charge la plus lourde possible sur le dessus d’une boîte placée sur une table.
  • Rapporter (face) : la personne tente de tirer un poids de 1lb placé de l’autre côté d’une table en effectuant une flexion du coude et une flexion du poignet en crochet.
  • Prendre une canette (devant) : la personne tente d’amener la canette à sa bouche avec une prise cylindrique.
  • Tenir un crayon (face) : la personne tente de prendre un crayon en utilisant une prise tripode.
  • Ramasser un trombone (face) : la personne tente de saisir un trombone en utilisant une prise en pince.
  • Empiler des pions de jeu de dames (face) : la personne tente d’empiler les pions sur le pion central.
  • Retourner des cartes (face) : la personne tente de retourner les cartes en utilisant une prise en pince.
  • Force de préhension
  • Tourner une clé dans une serrure (face) : la personne tente de faire tourner une clé de 180 degrés dans le sens horaire, en utilisant une prise en prince et en maintenant un contact constant de la main sur la clé.
  • Plier une serviette en quatre (face) : la personne prend la serviette, la plie dans le sens de la longueur pour ensuite utiliser la main évaluée pour plier la serviette en deux à nouveau.
  • Soulever un panier (debout) : la personne soulève un panier de 3lbs placé sur une chaise pour le déposer sur une table de chevet en saisissant les poignées avec une prise en crochet.

Cotation :

Les items sont notés sur une échelle en 6 points décrite ci-dessous (Wolf et coll., 2005):

  1. « N’arrive pas à faire l’épreuve avec le MS testé ».
  2. « Le MS testé ne participe pas de manière fonctionnelle ; cependant, essaie d’utiliser son MS. Dans les épreuves unilatérales, le MS non testé est utilisé pour mobiliser le MS testé ».
  3. « Est capable de réaliser l’épreuve mais avec l’assistance du bras non testé pour des réajustements mineurs ou un changement de position, ou a besoin de plus de 2 essais pour accomplir l’épreuve, ou la réalise très lentement. Dans les épreuves bilatérales, le MS testé ne sert que pour aider ou stabiliser ».
  4. « Est capable de réaliser l’épreuve, mais le mouvement est influencé par un certain degré de synergie ou est réalisé avec lenteur et/ou avec effort ».
  5. « Est capable de réaliser l’épreuve, le mouvement est similaire à celui du côté non affecté mais légèrement plus lent ; peut manquer de précision, de coordination fine ou de fluidité ».
  6. « Est capable de réaliser l’épreuve, le mouvement semble normal ».

Un score bas indique un niveau de fonctionnement plus faible.

Temps de passation :

Non documenté. Cependant, puisqu’un maximum de 120 secondes est alloué pour la réalisation de chacun des items, la durée de passation devrait être d’approximativement 30 minutes auxquelles il faut ajouter le temps requis pour la mesure de la force de préhension (item 14).

Sous-échelle :

Aucune officiellement documentée. Cependant, un bon nombre d’études utilisent les échelles Temps de performance (WMFT-TP) et Capacité fonctionnelle (WMFT-CF) comme des sous-mesures du WFMT.

Équipement :

  • Table de 28 cm (hauteur non spécifiée)
  • Chaise (dimension non spécifiée)
  • Table de chevet (dimension non spécifiée)
  • Boîte (hauteur de 25,4 cm)
  • Poids libres
  • Boîte de conserve
  • Crayon
  • Trombone
  • Dominos
  • Cartes à jouer
  • Serrure avec clé
  • Serviette
  • Panier
  • Dynamomètre pour la mesure de la force de préhension

Formation :

Non spécifiée.

Formats alternatifs du WMFT

  • La version originale (21 items).
  • La version modifiée (17 items) : la version modifiée est la version la plus utilisée et permet l’évaluation de personnes ayant subi un AVC sévère, modéré ou léger.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Personnes ayant subi un AVC.
  • Personnes ayant des limitations fonctionnelles du MS.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Personnes présentant une spasticité sévère aux MS.
  • Personnes ayant subi une amputation d’un MS.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible?

  • Anglais
  • Français

Sommaire

Qu’est-ce que l’outil mesure ? Le WMFT évalue la capacité motrice du membre supérieur à l’aide de tâches fonctionnelles chronométrées.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Le WMFT peut, sans y être limité, être utilisé avec la clientèle AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation ? Évaluation
Temps d’administration requis Approximativement 30 minutes.
Versions
  • Version originale (21 items).
  • Version modifiée (17 items).
Langues Anglais, français
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Deux études ont examiné la cohérence interne du WMFT et ont relevé une excellente cohérence interne en utilisant l’alpha de Cronbach.

Test-retest :
Deux études ont examiné la fidélité test-retest du WMFT et ont relevé une excellente fidélité test-retest en utilisant les coefficients de corrélation de Pearson et intraclasse (CCI).

Inter-juges :
Quatre études ont examiné la fidélité inter-juges du WMFT et ont relevé une excellente fidélité inter-juges en utilisant les CCI.

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

Critère :
Concourante :
– Deux études ont examiné la validité concourante du WMFT et ont relevé des corrélations allant de modérées à excellentes avec la Fugl-Meyer Assessment, utilisée comme étalon de mesure.
– Une étude a examiné la validité concourante du WMFT et a relevé d’excellentes corrélations avec l’Action Research Arm Test.

Construit :
Groupes connus :
Une étude a examiné la validité des groupes connus du WMFT, en utilisant le test de Wilcoxon, et a relevé que le WMFT peut discriminer entre des individus en santé et ceux ayant une déficience motrice du membre supérieur.

Effets plancher/plafond Aucune étude n’a examiné les effets de plancher ou de plafond du WMFT avec la clientèle AVC.
Est-ce que l’outil est sensible aux changements ? Aucune étude n’a examiné la sensibilité aux changements du WMFT avec la clientèle AVC.
Acceptabilité Le WMFT est largement utilisé comme mesure d’évaluation et de suivi suite à une Thérapie par contrainte induite du mouvement.
Faisabilité L’administration du WMFT est simple et rapide.
Comment obtenir l’outil ? La version originale anglaise du WMFT est disponible dans cet article : Wolf, S., Thompson, P., Morris, D., Rose, D., Winstein, C., Taub, E., Giuliani, C., & Pearson, S. (2005). The EXCITE Trial: Atrributes of the Wolf Motor Function test in patients with Subacute Stroke. Neurorehabil Neural Repair, 19, 194-205.
La traduction française validée du WMFT est disponible dans la publication suivante : Bürge, E. et coll. (2013). Qualities of a French version of the Wolf Motor Function Test: A multicenter study. Annals of Physical and Rehabilitation Medicine, 56, 288–299.

Propriétés psychométriques

Résumé

Une revue de la littérature a été menée afin de répertorier toutes les publications pertinentes relatives aux propriétés psychométriques du WMFT auprès d’une clientèle ayant subi un AVC. Trois études ont été retenues.

Effets plancher/plafond

Nijland et coll. (2010) ont étudié les propriétés psychométriques du WMFT et de l’Action Research Arm Test auprès d’un groupe de 40 patients ayant subi un AVC et présentant une hémiparésie légère à modérée. Les effets de plancher et de plafond du WMFT se sont avérés adéquats avec seulement 5 à 17 % des patients qui obtiennent un score situé dans les extrémités basses ou élevées de l’échelle de cotation.

Fidélité

Cohérence interne :
Morris, Uswatte, Crago, Cook, et Taub (2001) ont examiné la cohérence interne du WMFT auprès de 24 patients ayant subi un AVC. La cohérence interne, calculée à l’aide des coefficients alpha de Cronbach, s’est avérée excellente (α = 0.92).

Nijland et coll. (2010) ont examiné la cohérence interne du WMFT auprès de 40 patients ayant subi un AVC et présentant une hémiparésie légère à modérée. La cohérence interne, calculée à l’aide des coefficients alpha de Cronbach, s’est avérée excellente (α = 0.98).

Test-retest :
Morris et coll. (2001) ont étudié la fidélité test-retest du WMFT auprès d’un groupe de 24 clients ayant subi un AVC. Les participants ont été évalués à deux reprise à l’intérieur d’un intervalle de 2 semaines. La fidélité test-retest, calculée à l’aide des coefficients de corrélation de Pearson, s’est avérée excellente, aussi bien dans les tests évaluant les capacités fonctionnelles que dans ceux évaluant la performance (respectivement, r = 0,95; r = 0,90).

Whitall, Savin, Harris-Love, et Waller (2006) ont étudié la fidélité test-retest du WMFT auprès d’un groupe de 66 clients ayant subi un AVC. Les participants ont été évalués à deux reprise à l’intérieur d’un intervalle de 2 semaines par le même évaluateur et dans les mêmes conditions. La fidélité test-retest, calculée à l’aide des coefficients de corrélation intraclasse (CCI), s’est avérée excellente (CCI = 0,97).

Inter-juges :
Morris et coll. (2001) ont évalué la fidélité inter-juges du WMFT auprès de 24 patients ayant subi un AVC. Les évaluations ont été menées par un physiothérapeute et ont été filmées. Les enregistrements ont ensuite été évalués par deux physiothérapeutes et un ergothérapeute. La fidélité inter-juges, calculée à l’aide des CCI, s’est avérée excellente, aussi bien dans les tests évaluant les capacités fonctionnelles que dans ceux évaluant la performance (respectivement, CCI = 0,93; ICC = 0,99).

Wolf et coll. (2001) ont évalué la fidélité inter-juges du WMFT auprès de 19 patients ayant subi un AVC et 19 individus en santé. Tous les participant ont été évalués indépendamment par deux évaluateurs. La fidélité inter-juges, calculée à l’aide des CCI, s’est avérée excellente (CCI = 0,97).

Whitall et coll. (2006) ont estimé la fidélité inter-juges du WMFT auprès d’un groupe de 10 patients ayant subi un AVC. Les évaluations des capacités fonctionnelles ont été filmées, et les enregistrements ont ensuite été évalués par trois observateurs. La fidélité inter-juges s’est avérée fut excellente (CCI = 0,99).

Nijland et coll. (2010) ont étudié les propriétés psychométriques du WMFT et de l’Action Research Arm Test auprès d’un groupe de 40 patients ayant subi un AVC et présentant une hémiparésie légère à modérée. De ce groupe, 18 patients ont participé à un test de reproductibilité du WMFT et ont, de ce fait, été évalués à deux reprises par le même observateur à environ 10 jours d’intervalle. La fidélité inter-juges, calculée à l’aide des CCI, s’est avérée excellente (CCI = 0,94).

Validité

Contenu :

Aucune étude n’a examiné la validité de contenu du WMFT.

Critère :

Concourante :
Wolf et coll. (2001) ont examiné la validité concourante du WMFT en le comparant avec l’Upper Extremity Fugl-Meyer Assessment (UE-FMA – Fugl-Meyer, Jääskö, Leyman, Olsson, & Steglind, 1975), utilisée comme étalon de mesure, auprès de 19 patients ayant subi un AVC. Des corrélations adéquates ont été relevées entre les deux instruments de mesure (r = -0,57)

Whitall et coll. (2006) ont examiné la validité concourante du WMFT en le comparant avec l’UE-FMA, utilisée comme étalon de mesure, auprès de 66 patients ayant subi un AVC. D’excellentes corrélations ont été relevées entre les deux instruments de mesure (r = -0,57)

Nijland et coll. (2010) ont examiné la validité concourante du WMFT en le comparant avec l’Action Research Arm Test (ARAT – Lyle, 1981) auprès d’un groupe de 40 patients ayant subi un AVC et présentant une hémiparésie légère à modérée. Dans cette étude, le score du WMFT a été réparti en 4 variables : score de capacité fonctionnelle, score de vitesse d’exécution moyen, score à l’item 7 et l’item 14 (force de préhension). Les corrélations entre l’ARAT et les 4 variables du WMFT ont été calculées et se sont avérées excellentes : WMFT — capacité fonctionnelle (r = 0,86) ; WMFT — vitesse d’exécution (r = -0,89) ; WMFT — items 7 et 14 (force de préhension) (r = 0,70).

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

Construit :

Groupes connus :
Wolf et coll. (2001) ont évalué si le WMFT pouvait discriminer les individus ayant une déficience secondaire à un AVC (n=19), de ceux n’ayant aucune déficience (n=19). La validité des groupes connus, calculée avec le test de Wilcoxon, démontre que les scores obtenus au WMFT sont significativement plus élevés pour le groupe d’individu n’ayant aucune déficience, et ce, tant en utilisant la main dominante que la main non-dominante, comparativement aux scores obtenus par le groupe ayant subi un AVC, en utilisant tant le MS affecté que le MS non affecté.

Sensibilité au changement

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

Références

  • Barreca, S.R., Gowland, C.K., Stratford, P.W., et al. (2004). Development of the Chedoke Arm and Hand Activity Inventory: Theoretical constructs, item generation, and selection. Topics in Stroke Rehabilitation, 11(4), 31- 42.
  • Bürge, E. et coll. (2013). Qualities of a French version of the Wolf Motor Function Test: A multicenter study. Annals of Physical and Rehabilitation Medicine, 56, 288–299.
  • Fugl-Meyer, A.R., Jääskö, L., Leyman, I., Olsson, S., & Steglind, S. (1975). The post-stroke hemiplegic patient 1. A method for evaluation of physical performance. Scandinavian Journal of Rehabilitation Medicine, 7, 13-31
  • Lyle, R.C. (1981). A performance test for assessment of upper limb function in physical rehabilitation treatment and research. International Journal of Rehabilitation and Research, 4, 483-492.
  • Morris, D., Uswatte, G., Crago, J., Cook, E., Taub, E. (2001). The reliability of the Wolf Motor Function Test for assessing upper extremity function after stroke. Arch Phys Med Rehabil, 82, 750-755.
  • Nijland, R., van Wegen, E., Verbunt, J, van Wijk, R., van Kordelaar, J. & Kwakkel, G. (2010) A comparison of two validated tests for upper limb function after stroke: The Wolf Motor Function Test and the Action Research Arm Test. Journal of Rehabilitation Medicine, 42, 694-696.
  • Whitall, J., Savin, D., Harris-Love, M., Waller, S. (2006). Psychometric properties of a modified wolf motor function test for people with mild and moderate upper extremity hemiparesis. Arch Phys Med Rehabil, 82, 750-755.
  • Wolf, S., Catlin, P., Ellis, M., Archer, A., Morgan, B., Piacentino, A. (2001). Assessing Wolf Motor Function Test as outcome measure for research in patients after stroke. Stroke, 32, 1635-1639.
  • Wolf, S., Thompson, P., Morris, D., Rose, D., Winstein, C., Taub, E., Giuliani, C., and Pearson, S. (2005). The EXCITE Trial: Atrributes of the Wolf Motor Function test in patients with Subacute Stroke. Neurorehabil Neural Repair, 19, 194-205.

Voir la mesure

La version originale anglaise du WMFT est disponible dans la publication suivante :
Wolf, S., Thompson, P., Morris, D., Rose, D., Winstein, C., Taub, E., Giuliani, C., & Pearson, S. (2005). The EXCITE Trial: Atrributes of the Wolf Motor Function test in patients with Subacute Stroke. Neurorehabil Neural Repair, 19, 194-205.

ou en cliquant ici.

La traduction française validée du WMFT est disponible dans la publication suivante :
Bürge, E. et coll. (2013). Qualities of a French version of the Wolf Motor Function Test: A multicenter study. Annals of Physical and Rehabilitation Medicine, 56, 288–299.

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