Frenchay Activities Index (FAI)

Évidence révisées en date du 19-08-2008
Auteur(s)* : Lisa Zeltzer, MSc OT
Éditeur(s) : Nicol Korner-Bitensky, PhD OT ; Elissa Sitcoff, BA BSc
Version française en traduction libre : Andréanne Labranche
Cohérence du contenu et de la traduction : Gabriel Plumier

But

Le Frenchay Activities Index (FAI) est une mesure des Activités de la vie domestique (AVD) pour les patients en phase de récupération d’un AVC. Le FAI évalue une large gamme d’activités associées avec la vie quotidienne. Comparativement aux autres échelles de mesure des Activités de la vie quotidienne (AVQ) qui tendent à se concentrer sur les difficultés reliées aux soins personnels et à la mobilité (Holbrook & Skilbeck, 1983), l’avantage du FAI est qu’il fournit une mesure plus large des activités que les patients ont entrepris dans un passé récent (Wade, Legh-Smith, & Langton, 1985).

Revue détaillée

But de l’outil de mesure

Le Frenchay Activities Index (FAI) est une mesure Activités de la vie domestique (AVD) pour les patients en phase de récupération d’un AVC. Le FAI évalue une large gamme d’activités associées avec la vie quotidienne. Comparativement aux autres échelles de mesure des Activités de la vie quotidienne (AVQ) qui tendent à se concentrer sur les difficultés reliées aux soins personnels et à la mobilité (Holbrook & Skilbeck, 1983), l’avantage du FAI est qu’il fournit une mesure plus large des activités que les patients ont entrepris dans un passé récent (Wade, Legh-Smith, & Langton, 1985).

Versions disponibles

Le FAI a été publié par Margaret Holbrook et Clive E. Skilbeck en 1983.

Caractéristiques de l’outil

Items :

Le FAI contient 15 items ou activités qui peuvent être séparés en trois sous-échelles : Tâches domestiques, Loisirs/travail et Activités extérieures. Les items du FAI sont les suivants :

  1. Préparer les plats principaux
    Doit avoir un rôle substantiel dans l’organisation, la préparation et la cuisine.
  2. Faire la vaisselle
    Doit tout faire ou partager également, ex. Laver ou essuyer et ranger.
  3. Laver des vêtements
    Organisation du lavage et du séchage des vêtements. Doit partager la tâche également, Ex. Remplir, vider, suspendre, plier.
  4. Travaux ménagers légers
    Époussetage, repassage, rangement des petits objets. Les tâches plus exigeantes que celles-ci sont inclues dans le cinquième item.
  5. Travaux ménagers importants
    Changer le lit, laver les planchers ou les fenêtres, passer l’aspirateur, bouger des chaises, etc.
  6. Magasinage local
    Doit avoir un rôle substantiel dans l’organisation et dans l’achat de l’épicerie. Cela peut inclure les transactions bancaires ou d’aller au bureau de poste.
  7. Sorties sociales
    Aller à des clubs, au cinéma, au théâtre ; boire, manger avec des amis, etc. Le patient peut être transporté pour s’y rendre, tant que celui-ci effectue un rôle actif une fois arrivé. Les activités sociales initiées par le patient à la maison sont inclues dans cet item.
  8. Marcher à l’extérieur durant plus de 15 minutes
    Marche soutenue durant au moins 15 minutes (des arrêts courts sont permis pour respirer).
  9. Garder un intérêt actif pour un loisir
    Le patient doit avoir une participation active. Ex. s’occuper des plantes d’intérieur, tricoter, lire des magazines spécialisés ou faire du lèche-vitrines.
  10. Conduire une voiture
    Doit conduire une voiture ou se rendre à un autobus/autocar et voyager dans celui-ci de manière indépendante.
  11. Sorties/promenades en voiture
    Promenade en train, en bus ou en voiture à un endroit pour le plaisir et non pour une sortie sociale de routine. Cet item doit impliquer de l’organisation et une prise de décision de la part du patient. Les vacances dans les derniers six mois sont divisées en jours/mois (ex. des vacances de 7 jours = 1 ou 2 jours/mois).
  12. Jardinage
    Léger = Désherbage ou balayage occasionnels ; Modéré = désherbage, ratissage et taillage réguliers ; Important = Tout le travail nécessaire, incluant le pelletage.
  13. Ménage et/ou entretien de la voiture
    Léger = Réparer des petits items, remplacer une ampoule ou une prise de courant ; Modéré = nettoyage du printemps, accrocher une photo, entretien de routine de la voiture ; Important = Peinturer/décorer, ménage/entretien de la voiture les plus nécessaires.
  14. Lire des livres
    Livres complets (livres audio) et non des magazines ou des journaux.
  15. Travail rémunéré
    Travail payé et non du bénévolat. Le temps travaillé devrait être moyenné sur six mois (ex. 1 mois travaillé à 18 heures/semaine sur une période de six mois devrait être coté comme «jusqu’à 10 heures par mois»).

Temps :

Le FAI prend approximativement cinq minutes à compléter lorsqu’il est administré dans un format d’entrevue (avec ou sans la famille du patient) (Segal & Schall, 1994).

Cotation :

La fréquence avec laquelle chaque item ou activité est entreprise durant les derniers trois à six mois (dépendamment de la nature de l’activité) se voit assigner un score entre 1 et 4, où un score de 1 = le plus bas niveau d’activité. L’échelle fournit un score total allant de 15 à 60. Un système de scores modifié allant de 0 à 3, introduit par Wade et al. (1985), produit un score de 0 à 3 pour chaque item et un score total allant de 0 à 45.

Note : Chez les patients ayant subi un AVC, le FAI devrait être utilisé pour évaluer les A pré-morbides de trois à six mois avant l’AVC, à des intervalles spécifiques (Holbrook & Skilbeck, 1983). Les études examinent typiquement le changement dans les AVD en post-AVC, en examinant les patients un an après l’AVC et en regardant rétrospectivement les derniers trois à six mois.

Sous-échelles :

Il y a trois sous-échelles au FAI :

  • Activités domestiques (items 1-5)
  • Loisirs/travail (Items 7, 9, 11, 13, 15)
  • Activités extérieures (items 6, 8, 10, 12, 14)

Équipement :

Seuls le questionnaire et un crayon sont nécessaires pour compléter le FAI.

Formation nécessaire :

Aucune formation n’est nécessaire pour compléter le FAI. Le FAI est administré le plus souvent par une entrevue.

Le FAI peut être utilisé comme questionnaire postal. Carter, Mant, Mant, Wade, and Winner (1997) ont relevé une excellente corrélation entre les scores au questionnaire postal et les scores au questionnaire effectué en entrevue face à face (r = 0,94).

Le FAI peut aussi être effectué avec l’aide d’un proche répondant. L’accord avec le proche était excellent pour le FAI (coefficients de corrélation intra-classe (ICC) = 0,85) (Segal & Schall, 1994). Holbrook et Skilbeck (1983) ont noté que les informations obtenues par les proches étaient interchangeables avec les informations provenant du patient. Segal et Schall (1994) ont relevé un accord avec le proche pour les trois sous-échelles allant d’adéquat (CCI = 0,59 pour les activités de loisirs/travail) à excellent (CCI = 0,77 pour les activités domestiques et extérieures

Formes alternatives du FAI

  • FAI-18 (Miller, Deathe, & Harris, 2004). Trois items (sport / récréation ; visites dans les trois derniers mois et opérations bancaires dans les derniers six mois) ont été ajoutés au FAI et la fidélité a été examinée chez les patients avec une amputation du membre inférieur. Le score total au FAI-18 va de 0 à 54. Support pour la validité concourante (r = -0,46), le Prosthetic Evaluation Questionnaire-Mobility Scale (r = 0,40) et l’Activities-specific Balance Confidence Scale (r = 0,52). Il n’a pas été démontré que le FAI-18 avait un avantage quelconque comparativement au FAI original. Ainsi, l’usage du FAI original est recommandé pour s’assurer que les résultats sont comparables entre les différentes publications et les études. De plus, le FAI-18 n’a pas été évalué auprès d’une population de patients ayant subi un AVC.
  • FAI Modifié (Tooth, McKenna, Smith, & O’Rourke, 2003). Une version modifiée de 13-items a été développée en se basant sur les recommandations par Schuling, de Haan, Limburg, et Groenier (1993) proposant de retirer les items «lire des livres» et «Avoir un travail rémunéré». Six mois après l’AVC, la cohérence interne des 13 items du FAI était excellente quand le test était coté par des patients (alpha = 0,85) et par des proches (alpha = 0.83). Cependant, la cohérence interne de chaque sous-échelle évaluée séparément variait grandement.

Clientèle cible

Peut être utilisé avec :

  • Patients ayant subi un AVC.
  • Peut aussi être utilisé chez les patients ayant des déficits cognitifs avec l’aide d’un proche répondant. Le FAI s’intéresse davantage sur la fréquence des activités plutôt que sur la qualité des activités. Cela peut réduire les éléments de subjectivités, qui nuisent habituellement à la fidélité de l’évaluation d’un proche répondant.

Ne devrait pas être utilisé avec :

  • Lorsque les scores FAI sont examinés, les scores masculins et féminins devraient être considérés séparément car il y a des évidences suggérant un biais de genre dans les résultats du FAI (Holbrook & Skilbeck, 1983). Sveen, Bautz-Holter, Sodring, Wyller et Laake (1999) ont noté que les hommes avaient des scores significativement meilleurs dans la sous-échelle d’activités extérieures alors que les femmes avaient tendance à avoir des scores plus élevés dans la sous-échelle d’activités domestiques.
  • Comme il existe de la variabilité individuelle, le FAI ne devrait pas être administré par entrevue et par questionnaire postal de façon simultanée.
  • Il faut être attentif lorsque les évaluations du proche sont examinées au niveau des items car il existe un moins bon niveau d’accord observé comparativement au score total (Wyller, Sveen, & Bautz-Holter, 1996 ; Tooth et al., 2003).
  • Il faut être informé des préjugés impliqués avec l’utilisation d’un proche. Tooth et al. (2003) ont noté que les patients tendent plus fréquemment à s’évaluer comme performant comparativement à l’évaluation des proches surtout pour la préparation des repas, les travaux ménagers importants, les sorties sociales, la conduite et l’entretien de la maison. De plus, les proches masculins et les proches qui sont des parents (plutôt que des conjoints) ont tendance à donner des scores plus élevés, particulièrement dans le domaine des activités domestiques.

Dans quelles langues l’outil est-il disponible ?

  • Anglais
  • Néerlandais – traduit (Schuling, de Haan, Limburg, & Groenier, 1993)
  • Chinois – Traduit et validé (Hsueh & Hsieh, 1997)

Sommaire

Que mesure l’outil ? Les Activités de la vie domestique.
Pour quelles clientèles cet outil peut-il être utilisé ? Les patients ayant subi un AVC.
Est-ce un outil de dépistage ou d’évaluation? Évaluation
Temps d’administration requis Entrevue : 5 minutes (avec ou sans la famille du patient).
Versions FAI-18, FAI modifié.
Langues Anglais, Français, Chinois (traduit et validé), Néerlandais (traduit).
Propriétés psychométriques
Fidélité Cohérence interne :
Les trois études examinant la cohérence interne ont relevé une excellente cohérence interne.

Test-retest :
Sur les quatre études qui ont examiné la fidélité test-retest, trois d’entre elles ont relevé une excellente fidélité test-retest et une a relevé une fidélité allant de faible à excellente, dépendamment de l’item examiné.

Inter-juges :
Les deux études qui ont examiné la fidélité inter-juges ont relevé une excellente fidélité inter-juges, mesurée à l’aide des coefficients de corrélation intra-classe. En utilisant les coefficients kappa de Cohen, une étude a relevé une fidélité allant d’adéquate à excellente et une étude a relevé une fidélité allant de faible à excellente.

Validité Contenu :
Trois études ont examiné la validité de contenu du FAI qui suggèrent la présence d’un seul construit sous-jacent pour lequel chaque item contribuait à chacun des trois facteurs identifiés (Activités domestiques ; Activités de loisirs/travail ; Activités extérieures).

Critère :
Excellente corrélation entre les scores d’entrevue et les scores postaux du FAI. Cependant, les différences individuelles entre les scores étaient grandes avec les réponses envoyées et postées dix jours plus tard.

Construit :
Excellentes corrélations avec la Rankin Scale et la SF-36 (sous-échelle Fonctionnement physique). Corrélations allant d’adéquates à excellentes avec le Sickness Impact Profile, l’Indice de Barthel, la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (domaine Moteur) et l’Euroqol. Corrélations adéquates avec le Stroke Adapted Sickness Impact Profile, la SF-36 (sous-échelles Fonctionnement social et Vitalité), le Two-minute walk test, le Timed Up and Go test, le Prosthetic Evaluation Questionnaire-Mobility et l’Activities-specific Balance Confidence Scale.

Groupes connus :
Il a été noté que le FAI fait la distinction de la sévérité de l’AVC chez les patients mâles seulement ; qu’il peut faire la distinction entre les patients en pré-AVC versus un groupe de référence ; et qu’il peut distinguer les niveaux d’activité pré-AVC et post-AVC.

Est-ce que l’outil est sensible au changement ? Une étude a relevé un effet de plancher « évident » chez les personnes examinées 6 mois après leur AVC.

Sur deux études examinées, une a noté que le FAI avait une capacité modérée à détecter le changement (chez les patients 6-12 mois après l’AVC) et une a relevé que le FAI a changé dans la direction prévue de la période pré-AVC jusqu’à 6 mois post-AVC et jusqu’à 1 an après l’AVC.

Acceptabilité Le FAI est rapide, simple et encourage la participation des conjoints ou des membres de la famille. Il est adapté pour l’usage avec un proche répondant.
Faisabilité Le FAI est simple à administrer et il ne requière pas de formation ou d’équipement spécial. Il a été utilisé pour les évaluations longitudinales.
Comment obtenir l’outil ?

Une copie du FAI original est fournie dans l’article de Holbrook, M., Skilbeck, C. E. (1983). An activities index for use with stroke patients. Age and Ageing, 12(2), 166-170.

Propriétés psychométriques

Résumé

Pour répondre aux objectifs de cette revue, une recherche dans la littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques du FAI. En général, le FAI a une bonne fidélité globale, cependant, il a une variabilité considérable entre la force de l’accord au niveau des scores des items individuels (relevée par la fidélité test-retest et la fidélité inter-juges). De plus, il n’y a pas beaucoup de données concernant la sensibilité au changement du FAI.

Effets de plancher/plafond

Schuling et al. (1993) ont examiné les propriétés psychométriques du FAI chez une population de patients ayant subi un AVC et un groupe témoin composé d’individus venant de la population en général, âgés de 65 ans ou plus. Aucun effet de plafond n’a été relevé dans cette étude.

Similairement, Wade et al. (1985) ont examiné les propriétés psychométriques du FAI en utilisant des données provenant d’un échantillon composé de 976 patients en phase aiguë de récupération d’un AVC. Aucun effet de plafond n’a été relevé.

Pederson et al. (1997) ont examiné le FAI chez 437 patients ayant subi un AVC et ont relevé un effet de plancher «évident» six mois après l’AVC.

Walters, Morrell et Dixon (1999) ont examiné les propriétés psychométriques de quatre instruments génériques chez 233 patients avec des ulcères veineux aux jambes. Le FAI a démontré un effet de plancher adéquat de 2,1%. Aucun effet de plafond n’a été observé.

Fidélité

Cohérence interne :
Schuling et al. (1993) ont examiné la cohérence interne du FAI rétrospectivement chez un groupe de patients ayant subi un AVC et un groupe témoin composé d’individus venant de la population en général, âgés de 65 ans ou plus. Ils ont examiné la cohérence interne de la FAI avant AVC, 6 mois après l’AVC et chez les patients témoins. Une excellente cohérence interne a été relevée pour le score total de la FAI dans le groupe témoin (alpha = 0,83) et chez les patients post-AVC (alpha = 0,87). Un coefficient alpha adéquat a été relevé chez les patients pré-AVC (alpha = 0,78). Lorsque les sous-échelles ont été examinées individuellement, la sous-échelle Activités domestiques a démontré d’excellents coefficients alpha (alpha = 0,82 pour le groupe témoin et de 0,88 pour le groupe pré-AVC). La sous-échelle Activités de loisirs/travail a démontré une faible cohérence interne dans tous les groupes (témoin, alpha = 0,63, pré-AVC, alpha = 0,58, post-AVC, alpha = 0,61). La sous-échelle Activités extérieures présentait également une faible cohérence interne dans tous les groupes (témoin, alpha = 0,67, pré-AVC, alpha = 0,55, post-AVC, alpha = 0,66). Cependant, lorsque l’item 14 (lecture des livres) a été retiré, les coefficients alpha se sont avérés adéquats pour les groupes témoin et post-AVC (respectivement, alpha = 0,72, alpha = 0,73) mais demeuraient faibles dans le groupe pré-AVC (alpha = 0,66).

Tooth et al. (2003) ont examiné l’accord entre les patients ayant subi un AVC et leurs proches en utilisant la version modifiée du FAI (13 items). À six mois post-AVC, la cohérence interne des 13 items du FAI était excellente lorsqu’ils étaient cotés par les patients (alpha = 0,85) et de 0,83 lorsqu’ils étaient cotés par des proches. La cohérence interne de chaque sous-échelle examinée séparément variait grandement : les coefficients alpha pour les sous-échelles Activités domestiques, Activités de loisirs et Activités extérieures allaient de faibles à excellents ; respectivement 0,83, 0,38 et 0,66 lorsque complétées par les patients et de 0,83, 0,59 et 0,57 lorsque complétées par les proches.

Miller et al. (2004) ont comparé la fidélité du FAI avec une version modifiée, le FAI-18. La cohérence interne du FAI était excellente (alpha = 0,81).

Test-retest :
Wade et al. (1985) ont examiné la fidélité test-retest du FAI et ont relevé que l’accord global des différents items était variable : les travaux ménagers importants, le magasinage local, la marche à l’extérieur et les sorties sociales n’ont pas atteint le seuil statistiquement significatif, tandis que d’autres items ont démontré un excellent accord (r = 0,80).

Green, Forster, and Young (2001) ont examiné la fidélité test-retest de l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965), du Rivermead Mobility Index (Nouri & Lincoln, 1987), de la Nottingham Extended Activities of Daily Living Scale (Whiting & Lincoln, 1980), et du FAI chez 22 patients plus de un an après un AVC. Ils ont été testés deux fois avec un intervalle d’une semaine. Les coefficients Kappa pour le FAI allaient de faibles (kappa = 0,25 pour les travaux ménagers importants) à excellents (kappa = 1,00 pour la préparation des repas principaux). Les résultats de cette étude indiquent que les mesures de base des AVQ (telles que mesurées par l’Indice de Barthel et le Rivermead Mobility Index) peuvent avoir une meilleure fidélité que les mesures utilisées pour évaluer les AVD.

Turnbull, Kersten, Habib, McLellan, Mullee, et George (2000) ont évalué la fidélité du FAI pour établir les normes d’âge et de genre chez les individus âgés de 16 ans et plus. Un questionnaire posté sous forme de sondage a été expédié à 1280 personnes. Ensuite, 57 répondants ont complété un questionnaire pour une seconde fois. La fidélité test-retest de la version postale du FAI s’est avérée excellente, avec une corrélation de r = 0,96.

Miller et al. (2004) ont examiné la fidélité test-retest du FAI chez 84 individus ayant une amputation du membre inférieur. Les individus ont complété le FAI à deux reprises dans un intervalle de deux semaines. Le coefficient de corrélation intra-classe (CCI) pour le FAI était excellent (CCI = 0,79), ce qui démontre la fidélité test-retest du FAI.

Inter-juges :
Piercy, Carter, Mant, and Wade (2000) ont examiné la fidélité inter-juges du FAI chez 35 patients ayant subi un AVC et 24 personnes qui étaient les principaux aidants de patients ayant subi un AVC. Deux évaluateurs ont coté chaque personne, à 15 jours d’intervalle en moyenne. Les coefficients kappa ont démontré un excellent niveau d’accord pour 3/15 articles (kappa allant de 0,77 à 0,80). Un niveau d’accord adéquat a été noté pour 10/15 items (kappa allant de 0,42 à 0,73). Les deux autres items ont démontré une faible concordance (sorties sociales, 0,27, garder un intérêt actif pour un loisir, 0,35). Trois items présentaient des différences significatives entre les deux évaluateurs (travaux ménagers légers, sorties/promenades en voiture, ménage et/ou entretien de la voiture). La corrélation de Spearman pour les scores totaux du FAI des évaluateurs B versus A était excellente (r = 0,93). Les résultats de cette étude confirment la fidélité du FAI lorsqu’il est administré par entrevue.

Post and de Witte (2003) ont examiné la fidélité inter-juges de la version néerlandaise du FAI chez 45 patients ayant subi un AVC. Le FAI était administré à deux reprises, avec de trois à cinq jours d’écart entre les évaluations. La fidélité inter-juges des scores totaux du FAI était excellente (CCI = 0,90). Au niveau des items, les coefficients kappa allaient d’adéquats à excellents (kappa = 0,41 – 0,90).

Validité

Contenu :
Wade et al. (1985) ont examiné les données de 976 patients en phase aiguë de récupération post-AVC. Une analyse de facteurs a été menée pour démontrer les niveaux d’éléments communs parmi les items du FAI. Les corrélations allaient de 0,44 à 0,77, ce qui suggère la présence d’un seul construit sous-jacent pour lequel chaque item contribuait à chacun des trois facteurs identifiés (Activités domestiques ; Activités de loisirs/travail ; Activités extérieures).

Pedersen, Jorgensen, Nakayama, Raaschou, et Olsen (1997) ont examiné si le FAI était un bon outil d’évaluation complémentaire à l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) pour mesurer les fonctions supérieures des AVQ chez 437 patients ayant subi un AVC. Il a été noté que le FAI est une échelle hétérogène composée de trois facteurs, dont deux représentant l’augmentation de difficulté des items. Le troisième facteur est relié aux activités éloignées du domicile. Les items de l’Indice de Barthel et du FAI, lorsqu’analysés ensembles, apparaissaient sur différents facteurs orthogonaux, suggérant que le FAI ajoutait un supplément à l’Indice de Barthel sans chevauchement.

Sveen et al. (1999) ont examiné des données provenant de 65 patients ayant subi un AVC pour observer comment les déficits moteurs et cognitifs étaient reliés aux activités physiques de la vie quotidienne. Dans cette étude, la structure à trois facteurs du FAI a été confirmée. Ces trois sous-échelles sont les tâches domestiques, les activités extérieures et les loisirs.

Critère :
Concourante :
Carter et al. (1997) ont examiné l’accord entre la version du FAI administrée par entrevue ou par questionnaire postal et ont évalué la validité de critère de la version postale, en utilisant la méthode par entrevue comme un standard de référence. Une excellente corrélation de Spearman de r = 0,94 a été relevée entre le les scores de la version postale et les scores obtenus par entrevue en face à face. Les différences individuelles des scores étaient grandes entre les réponses au FAI par la poste et les réponses par entrevue dix jours plus tard. Au niveau des items individuels, les kappas allaient de faible (kappa = 0,35 pour les Voyages/promenades en voiture) à excellent (kappa = 1,00 pour le Travail rémunéré). Il a été noté que la version postale était une alternative satisfaisante à l’administration d’une entrevue. Cependant, dû au faible accord entre les scores pour un même patient, les deux approches ne devraient pas être utilisées l’une après l’autre pour évaluer un même patient.

Cup, Scholte op Reimer, Thijssen, et van Kuyk-Minis (2003) ont administré plusieurs outils de mesure standardisés à 26 patients ayant subi un AVC. Le FAI avaient d’excellentes corrélations avec l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) (r = 0,79), le Euroqol (r = 0.65) (EuroQol Group, 1990), et la Rankin Scale (r = -0,80) (de Haan, Limburg, Bossuyt, van der Meulen, & Aaronson, 1995). Le FAI avait également une corrélation adéquate avec le Stroke Adapted Sickness Impact Profile-30 (van Straten, de Haan, Limburg, Schuling, Bossuyt, & van den Bos, 1997) (r = -0,43).
Note : Certaines corrélations sont négatives parce qu’un score élevé au FAI indique un niveau haut de fonctionnement tandis que des scores élevés au Stroke Adapted Sickness Impact Profile-30 et à la Rankin Scale indiquent des conséquences moins souhaitables pour la santé.

Segal et Schall (1994) ont examiné le niveau d’accord entre 38 patients ayant subi un AVC et leurs proches aidant. En utilisant les rho de Spearman, il a été relevé que le FAI et la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (Keith et al., 1987) avaient d’excellentes corrélations (r = 0,80).

Hsueh, Lee, et Hsieh (2001) ont examiné les propriétés psychométriques de l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) chez 121 patients ayant subi un AVC. Le FAI était comparé à l’Indice de Barthel 180 jours après l’AVC et il a été relevé que celui-ci avait des corrélations adéquates avec les scores de l’Indice de Barthel obtenu aux jours 14, 30 et 90 après l’AVC (r de Pearson = 0,59).

Walters et al. (1999) ont examiné les propriétés psychométriques de quatre instruments génériques : la Medical Outcomes Study 36-item Short-Form Health Survey (SF-36 – Ware & Sherbourne, 1992); l’EuroQol (EuroQol Group, 1990); le McGill Short Form Pain Questionnaire (Melzack, 1975) et le FAI chez 233 patients avec des ulcères veineux au jambes. Les corrélations ont été calculées en utilisant des corrélations spécifiques de Pearson. Le FAI avait une excellente corrélation avec la sous-échelle évaluant le Fonctionnement physique de la SF-36 (r = 0,72). Par contre, de faibles corrélations ont été observées entre le FAI et les sous-échelles de la SF-36 évaluant les Limitations de rôle – Physique (r = 0,25), les Limitations de rôle – Émotionnel (r = 0,11), la Douleur (r = 0,28), les Perceptions générales de la santé (r = 0,30) et la Santé mentale (r = 0,26). Des corrélations adéquates ont été relevées entre le FAI et les sous-échelles de la SF-36 évaluant le Fonctionnement social (r = 0,35), et la Vitalité (r = 0,45). Le FAI avait une corrélation modérée avec le EuroQol Derived Single Index (r = 0,54), et une faible corrélation avec les sous-échelles du McGill Pain Questionnaire évaluant l’aspects Sensoriel (r = -0,12) et Affectif (r = -0.13).
Note : Certaines corrélations sont négatives parce qu’un score élevé au FAI indique un haut niveau de fonctionnement tandis qu’un score élevé sur d’autres instruments de mesure indique des conséquences moins souhaitables pour la santé.

Miller et al. (2004) ont examiné la validité concourante du FAI chez 84 individus ayant une amputation du membre inférieur. Comme prévu, la FAI a corrélé de manière adéquate avec le Test de marche de deux minutes (r = 0,53), le Timed Up and Go test (Podsiadlo & Richardson, 1991) (r = -0,49), la Prosthetic Evaluation Questionnaire-Mobility Scale (Legro, Reiber, Smith, del Aguila, Larsen, & Boone, 1998) (r = 0.39) et l’Activities-specific Balance Confidence Scale (Powell & Myers, 1995) (r = 0,51).
Note : Certaines corrélations sont négatives parce qu’un score élevé au FAI indique un haut niveau de fonctionnement tandis qu’un score élevé au Timed Up and Go test indique des conséquences moins souhaitables pour la santé.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Schuling et al. (1993) ont examiné la validité de construit du FAI chez un groupe de patients ayant subi un AVC et un groupe de participants non-sélectionnés âgés de 65 ans ou plus. Le statut fonctionnel des patients ayant subi un AVC a été mesuré à 26 semaines. Les corrélations entre le FAI et les sous-échelle évaluant les Tâches ménagères, les Soins du corps et mouvements, la Mobilité et la marche du Sickness Impact Profile (Bergner, Bobbitt, Carter, & Gilson, 1981) allaient d’adéquates à excellentes (r = -0,56 à -0,73). Le FAI avait aussi une excellente corrélation avec le score d’incapacité de l’Indice de Barthel (Wade & Collin, 1988) (r = 0,66). Ces résultats fournissent une évidence de la corrélation de validité convergente du FAI. Par contre, la validité discriminante notée entre les scores au FAI et les échelles Comportement émotionnel et Fonctionnement intellectuel du Sickness Impact Profile s’est avérée faible (r = -0,15 et -0,14).
Note : Certaines corrélations sont négatives parce qu’un score élevé au FAI indique un haut niveau de fonctionnement tandis qu’un score élevé au Sickness Impact Profile indique des conséquences moins souhaitables pour la santé.

Sveen et al. (1999) ont examiné les données de 65 patients ayant subi un AVC et ont noté que les Activités domestiques et les Activités extérieures (facteurs identifiés dans cette étude pour constituer le FAI) corrélaient adéquatement avec l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) (r = 0,58 et r = 0,50). Le facteur évaluant les Activités domestiques était celui qui était le plus fortement relié au fonctionnement moteur du bras de l’Indice de Barthel et le facteur évaluant les Activités extérieures était plus fortement relié aux habilités visuo-spatiales. Par contre, les Activités de loisirs, le troisième facteur identifié dans cette étude, ne corrélait pas avec les scores de l’Indice de Barthel (r = 0,11).

Tooth et al. (2003) ont examiné la validité de construit du FAI chez les patients ayant subi un AVC et leurs proches en utilisant une version modifiée de l’index (13 items). Il a été noté que le score total au FAI du patient corrélait significativement avec la sous-échelle évaluant la Motricité de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (Keith, Granger, Hamilton, & Sherwin, 1987) (r = 0,63), mais pas avec la sous-échelle évaluant les Fonctions cognitives (r = 0,09).

Groupes connus :
Holbrook et Skilbeck (1983) ont divisé les patients selon la sévérité de leur AVC en deux groupes, soit «léger» et «sévère», en se basant sur la cote du Rankin au moment de l’AVC. Ils ont relevé que le FAI distinguait la sévérité de l’AVC (par les groupements du Rankin) chez les patients masculins qui démontraient des scores significativement moins élevés pour les Activités domestiques et les Activités extérieures lors du suivi. Cependant, la sévérité de l’AVC n’a pas influencé le suivi après un an pour les femmes.

Schuling et al. (1993) ont relevé que le FAI était capable de faire la distinction entre les patients d’un groupe pré-AVC et les patients d’un groupe témoin. Le FAI faisait aussi la distinction entre les niveaux d’activité de patients avant et après un AVC.

Sensibilité au changement

Schepers, Ketelaar, Visser-Meily, Dekker et Lindeman (2006) ont comparé la sensibilité au changement des mesures de l’état de santé fonctionnel fréquemment utilisées en cas d’AVC. La FAI et le Stroke Adapted Sickness Impact Profile ont détecté les changements les plus importants et ont obtenu un effet d’ampleur modérée chez les patients en phase chronique de récupération post-AVC (entre 6 et 12 mois après l’AVC).

Wade et al. (1985) ont relevé que les scores au FAI changeaient selon la direction prévue de la période pré-AVC à la période de six mois post-AVC, et à la période d’un an post-AVC.

Références

  • Bergner, M., Bobbitt, R. A., Carter, W. B., Gilson, B. S. (1981). The Sickness Impact Profile: development and final revision of a health status measure. Med Care, 19, 787-805.
  • Carter, J., Mant, F., Mant, J., Wade, D., Winner, S. (1997). Comparison of postal version of the Frenchay
  • Activities Index with interviewer-administered version for use in people with stroke. Clin Rehabil, 11, 131-138.
  • Cup, E. H. C., Scholte op Reimer, W. J. M., Thijssen, M. C. E., van Kuyk-Minis, M. A. H. (2003). Reliability and validity of the Canadian Occupational Performance Measure in stroke patients. Clinical Rehabilitaton, 17(4), 402-409.
  • de Haan R., Limburg M., Bossuyt P., van der Meulen J., Aaronson, N. (1995). The clinical meaning of Rankin ‘handicap’ grades. Stroke, 26, 2027-2030.
  • Green, J., Forster, A., Young, J. (2001). A test-retest reliability study of the Barthel Index, the Rivermead Mobility Index, the Nottingham Extended Activities of Daily Living Scale and the Frenchay Activities Index in stroke patients. Disabil Rehabil, 23(15), 670-676.
  • Hamrin, E. (1982). One year after stroke: a follow-up of an experimental study. Scand J Rehabil Med, 14, 111-116.
  • Holbrook, M., Skilbeck, C. E. (1983). An activities index for use with stroke patients. Age and Ageing, 12(2), 166-170.
  • Hsueh, I.-P., Hsieh, C.-L. (1997). A revalidation of the Frenchay Activities Index in stroke: A study in Taipei area. Formorsan Med J, 6, 123-130 [in Chinese].
  • Keith, R. A., Granger, C. V., Hamilton, B. B., Sherwin, F. S. (1987). The functional independence measure: A new tool for rehabilitation. Adv Clin Rehabil, 1, 6-18.
  • Legro, M. W., Reiber, G. D., Smith, D. G., del Aguila, M., Larsen, J., Boone, D. (1998). Prosthesis Evaluation Questionnaire for persons with lower limb amputations: assessing prothesis-related quality of life. Arch Phys Med Rehabil, 79, 931-938.
  • Mahoney, F. I., Barthel, D. W. (1965). Functional evaluation: The Barthel Index. Md State Med J, 14, 61-65.
  • Melzack, R. (1975). The McGill Pain Questionnaire: Major Properties and Scoring Methods. Pain, 1, 277-289.
  • Miller, W. C., Deathe, A. B., Harris, J. (2004). Measurement properties of the Frenchay Activities Index among individuals with a lower limb amputation. Clinical Rehabilitation, 18(4), 414-422.
  • Nouri, F. M., Lincoln, N. B. (1987). An extended activities of daily living scale for stroke patients. Clin Rehab, 1, 301-305.
  • Pedersen, P. M., Jorgensen, H. S., Nakayama, H., Raaschou, H. O., Olsen, T. S. (1997). Comprehensive assessment of activities of daily living in stroke. The Copenhagen Stroke Study. Arch Phys Med Rehabil, 78, 161-165.
  • Piercy, M., Carter, J., Mant, J., Wade, D. T. (2000). Inter-rater reliability of the Frenchay Activities Index in patients with stroke and their carers. Clinical Rehabilitation, 14, 433-440.
  • Podsiadlo, E., Richardson, S. (1991). The Timed ‘Up & Go’: a test of basic functional mobility for frail elderly persons. J Am Geriatr Soc, 39, 142-148.
  • Post, M. W. M., de Witte, L. P. (2003). Good inter-rater reliability of the Frenchay Activities Index in stroke patients. Clinical Rehabilitation, 17(5), 548-552.
  • Powell, L., Myers, A. (1995). The Activities-specific Balance Confidence (ABC) scale. J Gerontol, 50, M28-34.
  • Schepers, V. P. M., Ketelaar, M., Visser-Meily, J. M. A., Dekker, J., Lindeman, E. (2006). Responsiveness of functional health status measures frequently used in stroke research. Disability & Rehabilitation, 28(17), 1035-1040.
  • Schuling, J., de Haan, R., Limburg, M., Groenier, K. H. (1993). The Frenchay Activities Index. Assessment of functional status in stroke patients. Stroke, 24, 1173-1177.
  • Segal, M. E., Schall, R. R. (1994). Determining functional/health status and its relation to disability in stroke survivors. Stroke, 25, 2391-2397.
  • Sveen, U., Bautz-Holter, E., Sodring, K. M., Wyller, T. B., Laake, K. (1999). Association between impairments, self-care ability and social activities 1 year after stroke. Disability & Rehabilitation, 21(8), 372-377.
  • The EuroQol Group. (1990). EuroQol – a facility for the measurement of health-related quality of life. Health Policy, 16, 199-207.
  • Tooth, L. R., McKenna, K. T., Smith, M., O’Rourke, P. (2003). Further evidence for the agreement between patients with stroke and their proxies on the Frenchay Activities Index. Clinical Rehabilitation, 17, 656-665.
  • Turnbull, J. C., Kersten, P., Habib, M., McLellan, L., Mullee, M. A., George, S. (2000). Validation of the Frenchay Activities Index in a general population aged 16 years and older. Arch Phys Med Rehabil, 81(8), 1034-1038.
  • van Straten, A., de Haan, R. J., Limburg, M., Schuling, J., Bossuyt, P. M., van den Bos, G. A. M. (1997). A Stroke-Adapted 30-Item Version of the Sickness Impact Profile to Assess Quality of Life (SA-SIP30). Stroke, 28, 2155-2161.
  • Wade, D. T., Legh-Smith, J., Langton, H. R. (1985). Social activities after stroke: Measurement and natural history using the Frenchay Activities Index. Int Rehabil Med, 7(4), 176-181.
  • Ware, J. E. Jr., Sherbourne, C. D. (1992). The MOS 36-item short-form health survey (SF-36). I. Conceptual framework and item selection. Med Care, 30, 473-483.
  • Whiting, S., Lincoln, N. (1980). An ADL assessment for stroke patients. Br J Occup Ther, 43, 44-46.
  • Wade, D. T., Collin, C. (1988). The Barthel ADL Index: a standard measure of physical disability. Int Disability Studies, 10, 64-67.
  • Walters, S. J., Morrell, J., Dixon, S. (1999). Measuring health-related quality of life in patients with venous leg ulcers. Quality of Life Research, 8, 327-336.
  • Wyller, T. B., Sveen, U., Bautz-Holter, E. (1996). The Frenchay Activities Index in stroke patients: Agreement between scores by patients and by relatives. Disabil Rehabil, 18(9), 454-459.

Voir la mesure

Comment obtenir le FAI

Pour une copie du FAI avec le système de cotation par Wade et al. (1985), S.V.P. cliquez ici.

Une copie de l’outil de mesure avec le système de cotation original est également disponible dans l’article suivant : Holbrook, M., Skilbeck, C. E. (1983). An activities index for use with stroke patients. Age and Ageing, 12(2), 166-170.

Table des matières
Aidez-nous à nous améliorer