Rivermead Motor Assessment (RMA)

Résumé

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

Effets plancher/plafond

Williams, Robertson, Greenwood, Goldie et Morris (2006) ont examiné la validité concourante d’une nouvelle mesure, l’High-Level Mobility Assessment Tool (HiMAT), et de la sous-échelle évaluant la Fonction globale de la RMA auprès de 103 patients ayant subi une lésion cérébrale traumatique. La sous-échelle évaluant la Fonction globale de la RMA s’est avérée avoir un effet plafond faible, avec 51,5% des patients atteignant le score maximum.

Fidélité

Cohérence interne :
Kurtais et al. (2009) ont examiné la cohérence interne de la RMA auprès de 107 patients ayant subi un AVC. La cohérence interne de la RMA, calculée à l’aide de l’alpha de Cronbach, s’est avérée excellente pour toutes les sous-échelles de la RMA (Fonction globale α = 0,93 ; Jambes et Tronc α = 0,88 ; et Bras α = 0,95). 

Test-retest :
Lincoln et Leadbitter (1979) ont examiné la fidélité test-retest de la RMA auprès de 10 patients en phase aiguë de récupération post-AVC (4 semaines après l’AVC). Sept intervenants ont évalué les patients à deux reprises et ont relevé une fidélité test-retest adéquate pour la sous-échelle évaluant la Fonction globale (r = 0,66), et d’excellentes corrélations pour les sous-échelles évaluant les Jambes et Tronc, et le Bras (respectivement, r = 0,93, et r = 0,88).

Inter-juges :
Lincoln et Leadbitter (1979) ont examiné la fidélité inter-juges de la RMA dans une étude où 7 évaluateurs ont administré la RMA à 7 patients (évaluations enregistrées sur bande vidéo). Une analyse de variance (ANOVA) des scores obtenus a indiqué que pour les trois sous-échelles, la variabilité entre les patients était plus élevée que la variabilité entre les évaluateurs (les tests F de l’ANOVA sont documentés, mais pas les CCI). Pour les sous-échelles Fonction globale et Jambes et Tronc, aucune différence significative n’a été relevée sur les scores moyens pour tous les patients par l’ensemble des évaluateurs. Pour la sous-échelle de Bras, une différence significative a été relevée entre les évaluateurs, attribuée à un seul des 7 évaluateurs. Des instructions de cotation révisées ont donc été rédigées pour la sous-échelle évaluant le Bras, mais des tests supplémentaires sont requis.

Validité

Contenu :
La validité de contenu avec l’échelle de Guttman est évaluée sur la mesure dans laquelle les scores totaux prédisent le nombre d’items consécutifs réussis. Dans une étude auprès de 51 patients ayant subi un AVC, les valeurs critiques pour deux indices, le coefficient de reproductibilité et le coefficient d’échelonnabilité, ont toutes été dépassées. Les résultats de cette étude confirment l’existence d’une échelle de Guttman valide, cumulative et unidimensionnelle (Lincoln & Leadbitter, 1979).  

Critère :
Concourante :

Endres, Nyary, Banhidi et Deak (1990) ont administré la RMA et l’Indice de Barthel à 53 patients ayant subi un AVC et qui ont participé à un programme de réadaptation. Les scores sur la RMA ont corrélé d’excellentes façons avec les scores sur l’Indice de Barthel au départ de l’étude (r = 0,84), et lors de suivis à 1 mois (r = 0,78) et à 1 an (r = 0,63).

Prédictive :
Collin et Wade (1990) ont relevé qu’un faible score de motricité globale sur la RMA, à 6 mois post-AVC, s’est avéré être prédictif de l’incapacité de marcher à 18 mois post-AVC.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Collin et Wade (1990) ont examiné la validité convergente de la RMA comparée au Motricity Index (Collin & Wade, 1990), et au Trunk Control Test (Collin & Wade, 1990). Ils ont estimé que le Motricity Index et le Trunk Control Test étaient les tests à comparer, et que le RMA serait utilisée comme la mesure « établie ». Les corrélations entre les scores de la sous-échelle évaluant les Membres supérieurs du Motricity Index et les scores de la sous-échelle évaluant les Membres supérieurs de la RMA sur trois périodes (6, 12 et 18 semaines après l’AVC) se sont avérées excellentes (respectivement, r = 0,76, 0,73 et 0,74).

Soyuer et Soyuer (2005) ont examiné la validité convergente de la RMA et de la Mesure de l’Indépendance Fonctionnelle (MIF – Keith, Granger, Hamilton, & Sherwin, 1987) auprès de 100 patients ayant subi un AVC. Les évaluations ont été réalisées à 7-10 jours, et à 3 mois après l’AVC. À 7-10 jours après l’AVC, le score total sur la RMA a démontré une excellente corrélation avec le score total sur la MIF (r = 0,87), et avec le score du domaine Moteur de la MIF (r = 0,90). Le score total sur la RMA a démontré une corrélation adéquate avec le score du domaine Cognitif de la MIF (r = 0,46). Trois mois après l’AVC, le score total sur la RMA totale a démontré une excellente corrélation avec le score total sur la FIM (r = 0,88), et avec le score du domaine Moteur de la MIF (r = 0,89). La RMA a également démontré une corrélation adéquate avec le score du domaine Cognitif de la MIF (r = 0,52).

Sackley et Lincoln (1990) ont examiné la validité convergente de la méthode verbale d’exécution de la sous-échelle évaluant la Fonction globale de la RMA avec la méthode d’exécution de performance typique auprès de 49 patients en phase chronique de récupération post-AVC. Une excellente corrélation a été relevée entre ces deux méthodes d’administration (r = 0,98).

Kurtais et al. (2009) ont examiné la validité convergente de la RMA et de la Mesure de l’Indépendance Fonctionnelle (MIF) auprès de 107 patients ayant subi un AVC (moyenne de 5,6 mois post-AVC). Les évaluations ont été effectuées lors de l’admission et au moment du congé d’une Unité de réadaptation. Les sous-échelles Fonction globale et Jambes et Tronc de la RMA ont démontré une excellente corrélation avec les trois sections de la MIF (Moteur ; Soins personnels ; et Mobilité) lors de l’admission et au moment du congé (allant de 0,702 à 0,865) ; toutefois, la sous-échelle évaluant le Bras s’est avérée avoir seulement une corrélation adéquate avec les trois sections de la MIF lors de l’admission et au moment du congé de l’Unité de réadaptation (allant de 0,386 à -0,483).

Groupes connus :
Endres et al. (1990) ont administré la RMA à 53 patients ayant subi un AVC et participant à un programme de réadaptation. Les patients ont été regroupés selon les scores de déficit moteur sur la RMA lors de l’admission (score sur la RMA 0-9 ; 10-15 ; et > 15). Des corrélations adéquates ont été relevées entre le score sur la RMA et la taille de l’infarctus au départ de l’étude (r = -0,52), et au moment des suivis de 1 mois (r = -0,47) et de 1 an (r = -0,53). 

Sensibilité au changement

Collen, Wade et Batshaw (1990) ont relevé qu’une différence de score total de ± 3 points sur la RMA est susceptible de représenter un changement cliniquement important au niveau fonctionnel.

Kurtais et al. (2009) ont examiné la sensibilité au changement de la RMA (adaptée pour être utilisée auprès d’une population turque) auprès de 107 patients ayant subi un AVC (moyenne 5,6 mois après l’AVC). Les évaluations ont été effectuées lors de l’admission et au moment du congé d’une Unité de réadaptation. L’ampleur de l’effet et la Réponse moyenne standardisée (RMS) ont été calculées pour les trois sous-échelles de la RMA (Fonction Globale, Jambes et Tronc, et Bras). Une ampleur de l’effet modérée a été relevée pour la sous-échelle évaluant la Fonction globale (0,51) et une petite ampleur de l’effet pour les sous-échelles Jambes et Tronc, et Bras (0,45 et 0,38 respectivement). Les sous-échelles Fonction Globale, Jambes et Tronc, et Bras ont respectivement obtenus des RMS de 0,83, 0,86 et 0,60.

Références
  • Adams, S. A., Ashburn, A., Pickering, R. M., Taylor, D. (1997). The scalability of the Rivermead Motor Assessment in acute stroke patients. Clin Rehabil, 11, 42-51.
  • Adams, S. A., Pickering, R. M., Ashburn, A., Lincoln, N. B. (1997). The scalability of the Rivermead Motor Assessment in nonacute stroke patients. Clin Rehabil, 52-59.
  • Barer, D., Nouri, F. (1989). Measurement of activities of daily living. Clin Rehabil, 3, 179-187.
  • Collin, C., Wade, D. (1990). Assessing motor impairment after stroke: A pilot reliability study. Journal of Neurology, Neurosurgery, and Psychiatry, 53, 576-579.
  • Collen, F. M., Wade, D. T., Bradshaw, C. A. (1990). Mobility after stroke: Reliability of measures of impairment and disability. Int Disabil Stud, 12, 6-9.
  • Collen, F. M., Wade, D. T., Robb, G. F., Bradshaw, C. M. (1991). The Rivermead Mobility Index: A further development of the Rivermead motor assessment. Int Disabil Stud, 13, 50-54.
  • Collin, C., Wade, D. (1990). Assessing motor impairment after stroke: a pilot reliability study. J Neurol Neurosurg Psychiatry, 53(7), 576-579.
  • Endres, M., Nyary, I., Banhidi, M., Deak, G. (1990). Stroke rehabilitation: A method and evaluation. International Journal of Rehabilitation Research, 13, 225-236.
  • Hsieh, C-L., Hsueh, I-P., Mao, H-F. (2000). Validity and responsiveness of the Rivermead Mobility Index in stroke patients. Journal of Rehabilitation Medicine, 32(3), 140-142.
  • 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.
  • Kurtais, Y., Kucukdeveci, A., Elhan, A., Yilmaz, A., Kalli, T., Sonel Tur, B. et al. (2009). Psychometric properties of the Rivermead Motor Assessment: Its utility in stroke. Journal of Rehabilitation Medicine, 41, 1055-1061.
  • Lincoln, N. B., Leadbitter, D. Assessment of motor function in stroke patients. Physiotherapy, 65, 48-51.
  • Sackley, C., Lincoln, N. (1990). The verbal administration of the gross function section of the Rivermead Motor Assessment. Clin Rehabil, 4, 301-303.
  • Soyuer, F., Soyuer, A. (2005). Ischemic stroke: Motor impairment and disability with relation to age and lesion location (Turkish). Journal of Neurological Sciences, 22(1), 43-49.
  • Streiner, D. L., Norman, G. R. (1989). Health measurement scales: A practical guide to their development and use. Oxford: Oxford University Press.
  • Tyson, S., DeSouza, L. (2002). A systematic review of methods to measure balance and walking post-stroke. Part 1: Ordinal scales. Physical Therapy Reviews, 7, 173-186.
  • Williams, G., Robertson, V., Greenwood, K., Goldie, P., Morris, M. E. (2006). The concurrent validity and responsiveness of the high-level mobility assessment tool for measuring the mobility limitations of people with traumatic brain injury. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 87(3), 437-442.