Action Research Arm Test (ARAT)

Évidences 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/.

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