Modified Rankin Scale (MRS)

Résumé

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

Effets plancher/plafond

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

Fidélité

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Validité

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Sensibilité au changement

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

Références
  • Bamford, J. M., Sandercock, A. G., Warlow, C. P., Slattery, J. (1989). Interobserver agreement for the assessment of handicap in stroke patients (letter). Stroke, 20, 828.
  • Bamford, J. M., Vessey, M., Fowler, G., Molyneux, A., Hughes, T., Burn, J., et al. (1988). A prospective study of acute cerebrovascular disease in the community: The Oxfordshire Community Stroke Project 1981-1986. 1. Methodology, demography and incident cases of first-ever stroke. J Neurol Neurosurg Psychiatry; 51, 1373-1380.
  • Berger, K., Weltermann, B., Kolominsky-Rabas, P., Meves, S., Heuschmann, P., Bohner, J., Neundorfer, B., Hense, H. W., Buttner, T. (1999). The reliability of stroke scales. The german version of the NIHSS, ESS and Rankin scales. Fortschr Neurol Psychiatr, 67(2), 81-93.
  • 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. Clin Rehabil, 17, 402-409.
  • de Haan, R., Horn, J., Limburg, M., van Der Meulen, J., Bossuyt, P. (1993). A comparison of five stroke scales with measurement of disability, handicap and quality of life. Stroke, 24, 1178-1181.
  • de Haan, R., Limburg, M., Bossuyt, P., van der Meulen, J., Aaronson, N. (1995). The clinical meaning of Ranking ‘handicap’ grades after stroke. Stroke, 26, 2027-2030.
  • Dromerick, A. W., Edwards, D. F., Diringer, M. N. (2003). Sensitivity to changes in disability after stroke: A comparison of four scales useful in clinical trials. Journal of Rehabilitation Research and Development, 40(1), 1-8.
  • Hop, J., Rinkel, G. J. E., Algra, A., van Gijn, J. (1998). Quality of life in patients and partners after aneurismal subarachnoid hemorrhage. Stroke, 29, 798-804.
  • Kwon, S., Harzema, A. G., Duncan, P. W., Min-Lai, S. (2004). Disability measures in stroke: Rehationship among the Barthel Index, the Functional Independence Measure, and the Modified Rankin Scale. Stroke, 35, 918-923.
  • Lai, S. M., Duncan, P. W. (2001). Stroke recovery profile and the Modified Rankin Assessment. Neuroepidemiology, 20, 26-30.
  • New, P. W., Buchbinder, R. (2006). Critical appraisal and review of the Rankin Scale and its derivatives. Neuroepidemiology, 26, 4-15.
  • Oveisgharan, S., Shirani, S., Ghorbani, A., Soltanzade, A., Baghaei, A., Hosseini, S., Sarrafzadegan, N. (2006). Barthel Index in a middle-east country: Translation, validity and reliability. Cerebrovascular Diseases, 22, 350-354.
  • Quinn, T.J., Dawson, J., Walters, M.R., Lees, K.R. (2008). Variability in Modified Rankin Score across a large cohort of international observers. Stroke, 39, 2975-2979.
  • Rankin, J. (1957). Cerebral vascular accidents in patients over the age of 60. Scott Med J, 2, 200-215.
  • Schaefer, P. W., Huisman, T., Sorensen, G., Gonzalez, G., Schwamm, L. (2004). Diffusion-weighted MR Imaging in closed head injury: High correlation with initial Glasgow Coma Scale score and score on Modified Rankin Scale at discharge. Neuroradiology, 233, 58-66.
  • Shinohara, Y., Minematsu, K., Amano, T., Ohashi, Y. (2006). Modified Rankin Scale with expanded guidance scheme and interview questionnaire: interrater Agreement and Reproducibility of Assessment. Cerebrovasc Dis, 21, 271-278.
  • Sulter, G., Steen, C., De Keyser, J. (1999). Use of the Barthel index and modified Rankin scale in acute stroke trials. Stroke, 30, 1538-1541.
  • Tilley, B. C., Marler, J., Geller, N. L., Lu, M., Legler, J., Brott, T., et al (1996). Use of a global test for multiple outcomes in stroke trails with application to the National Institute of Neurological Disorders and Stroke t-PA stroke trial. Stroke, 27, 2136-2142.
  • UK-TIA Study Group. (1988). The UK-TIA aspirin trial: Interim results. Br Med J, 296, 316-320.
  • van Swieten, J. C., Koudstaal, P. J., Visser, M. C., Schouten, H. J., van Gijn, J. (1988). Interobserver agreement for the assessment of handicap in stroke patients. Stroke, 19, 604-607.
  • Weimar, C., Kurth, T., Kraywinkel, K., Wagner, M., Busse, O., Ludwig, R., Diener, H-C. (2002). Assessment of functioning and disability after ischemic stroke. Stroke, 33, 2053-2059.
  • Weisscher, N., Vermeulen, M., Roos, Y.B., de Haan, R.J. (2008). What should be defined as good outcome in stroke trials; a modified Rankin score of 0-1 or 0-2? J Neurol, 255, 867-874.
  • Wilson, L. J. T., Hareendran, A., Hendry, A., Potter, J., Bone, I., Muir, K. W. (2005). Reliability of the Modified Rankin Scale across multiple raters: Benefits of a structured interview. Stroke, 36, 777-781.
  • Wilson, L. J. T., Harendran, A., Grant, M., Baird, T., Schultz, U. G. R., Muir, K. W., Bone, I. (2002). Improving the assessment of outcomes in stroke: Use of a structured interview to assign grades on the Modified Rankin Scale. Stroke, 33, 2243-2246.
  • Wolfe, C. D., Taub, N. A., Woodrow, E.J., Burney, P. G. (1991). Assessment of scales of disability and handicap for stroke patients. Stroke, 22, 1242-1244.