Rivermead Mobility Index (RMI)

Résumé

Une revue de littérature a été menée pour identifier toutes les publications pertinentes sur les propriétés psychométriques du Rivermead Mobility Index (RMI) auprès d’individus ayant subi un AVC. Douze études ont été examinées. Le RMI semble être sensible auprès des clients ayant subi un AVC.

Effets plancher/plafond

Franchignoni, Tesio, Benevolo et Ottonello (2003) ont vérifié les effets de plancher du RMI auprès de 73 individus en phase subaiguë de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués lors de l’admission à un programme de réadaptation, et à nouveau après 5 semaines. Un faible effet plancher a été relevé lors de l’admission avec 22% des patients cotant 0. Lorsque la réévaluation a été effectuée, le RMI a démontré un effet plancher adéquat avec 9% des patients cotant au score minimum.

Hsueh, Wang, Sheu et Hsieh (2003) ont examiné les effets de plancher et de plafond du RMI, du Modified Rivermead Mobility Index (Lennon & Hastings, 1996) et de la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM – Daley, Mayo, Wood-Dauphinee, Danys & Cabot, 1997), auprès de 57 clients ayant subi un AVC. Les participants ont été évalués à 4 points dans le temps : à 14, 30, 90 et 180 jours après l’AVC. Dans le délai de 14 jours après l’AVC, le RMI a démontré un faible effet de plancher, avec 23% des participants cotant 0, et un excellent effet de plafond, avec aucun participant n’atteignant le score maximum. Au trentième et quatre-vingt-dixième jour après l’AVC, le RMI a démontré un effet de plancher adéquat, respectivement de 6% et 1%, ainsi qu’un effet de plafond adéquat, respectivement de 2% et 3%. Le RMI, lorsque mesuré 180 jours après l’AVC, a démontré un excellent effet de plancher et un effet de plafond adéquat à tous les points dans le temps ; l’effet de plafond allant d’excellent au jour 14 à adéquat aux jours 30, 60 et 180, avec respectivement 3%, 6% et 7% des patients cotant au score le plus élevé.

Fidélité

Cohérence interne :
Franchignoni et al. (2003) ont administré le RMI à 73 patients, 2 mois après un premier AVC, et ont relevé une excellente cohérence interne avec un alpha de Cronbach = 0,92.

Roorda, Green, De Kluis, Molenaar, Bagley, Smith et al. (2008) ont administré la version anglaise et néerlandaise du RMI à 420 et 200 clients ayant subi un AVC, respectivement. La cohérence interne des deux mesures s’est avérée excellente avec un coefficient de fidélité de 0,96 pour la version anglaise et de 0,97 pour la version néerlandaise.

Test-retest :
Green, Forster et Young (2001) ont évalué la fidélité test-retest du RMI auprès de 22 clients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués à deux reprises dans un intervalle de 1 semaine par le même évaluateur, et dans les mêmes conditions. L’accord pour les scores totaux a été étudié en utilisant la méthode de Bland et Altman, et l’accord entre les items a été évalué avec les statistiques kappa. Pour le score total, le niveau d’accord s’est avéré excellent (moyenne de différence = 0,3). Pour l’accord entre les items, les statistiques kappa se sont avérées excellentes pour tourner dans le lit (kappa = 1,00), marcher à l’intérieur sans aucune aide (kappa = 0,89), marcher à l’extérieur sur un sol irrégulier (kappa = 0,83), se laver (kappa = 0,81) et ramasser des objets sur le plancher (kappa = 0,79) ; et adéquates pour les escaliers (kappa = 0,68), couché à assis (kappa = 0,64), l’équilibre assis (kappa = 0,64), les transferts (kappa = 0,64), monter et descendre 4 marches (kappa = 0,67) et marcher à l’extérieur sur un sol irrégulier (kappa = 0,49). Les valeurs kappa n’ont pas été documentées pour les items restants (assis à debout, tenir debout sans soutien, marcher à l’intérieur avec de l’aide, courir).
Note : En effectuant une analyse de Bland et Altman, une différence moyenne près de zéro indique un meilleur niveau accord entre les mesures.

Antonucci, Aprile et Paolucci (2002) ont vérifié la fidélité test-retest du RMI auprès de 308 clients en phase subaiguë de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués lors de l’admission et au moment du congé d’un programme de réadaptation dans un hôpital (le délai précis entre les deux évaluations n’a pas été spécifié). La fidélité test-retest a été calculée en utilisant une analyse de Rasch, se fondant sur la théorie de la réponse d’item, qui permet de vérifier si la difficulté d’item est la même à travers les mesures répétées. Le RMI a démontré une stabilité d’item lorsqu’effectué lors de l’admission et au moment du congé dans la mesure où les items les plus difficiles et les plus faciles sont demeurés les mêmes. Ces résultats suggèrent que les scores au RMI à travers les occasions de tests peuvent être comparés.

Chen, Hsieh, Lo, Liaw, Chen et Lin (2007) ont examiné la fidélité test-retest du RMI auprès de 50 clients en phase chronique de récupération post-AVC. Les participants ont été évalués à deux reprises par le même évaluateur dans un intervalle de 7 jours. Les coefficients de corrélation intraclasse (CCI) se sont avérés excellents (CCI = 0,96).

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

Inter-juges :
Collen, Wade, Robb et Bradshaw (1991) ont estimé la fidélité inter-juges du RMI auprès de 43 patients ayant entre autres subi un AVC (n = 9), un traumatisme crânien (n = 13) ou une neurochirurgie (n = 1). L’accord a été calculé en utilisant la méthode de Bland et Altman et s’est avéré excellent (coefficient de fidélité = 2,0/15).
Note : Lors de l’utilisation de l’analyse de Bland et Altman, le coefficient de fidélité est le double de l’écart-type et indique, dans cette étude, qu’entre les évaluateurs, les scores totaux sur le RMI peuvent varier d’un maximum de 2 points sur 15.

Hsueh et al. (2003) ont examiné la fidélité inter-juges du RMI auprès de 40 patients ayant subi un AVC, et hospitalisés dans une Unité de réadaptation. Le RMI a été administré par deux évaluateurs dans un délai de 24 heures entre chaque évaluation. L’examinateur n’était pas informé des scores de l’autre évaluateur. La fidélité inter-juges des items individuels a été calculée en utilisant un kappa pondéré et l’accord inter-juges du score total a été analysé avec les CCI. La fidélité inter-juges des items individuels allait de faible à excellente (kappa pondéré = 0,37 à 0,94), et l’accord inter-juges sur le score total s’est avéré excellent (CCI = 0,92).

Validité

Contenu :
La validité du 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 portant sur 38 patients en phase subaiguë de récupération post-AVC, les valeurs critiques de deux indices, le coefficient de reproductibilité (> 0,9) et le coefficient d’extensibilité (> 0,7), ont toutes été dépassées. Les résultats de cette étude confirment l’existence d’une échelle de Guttman valide, cumulative et unidimensionnelle (Hsieh, Hsueh & Mao, 2000).

Critère :
Concourante :
Dans une étude de Hsueh et al. (2003), la validité concourante du RMI a été examinée comparativement à celle du Modified Rivermead Mobility Index (MRMI – Lennon & Hastings, 1996) et de la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM – Daley et al., 1997), auprès de 57 individus ayant subi un AVC. Les corrélations ont été calculées à 4 points dans le temps (14, 30, 90 et 180 jours après l’AVC) en utilisant le rho de Spearman et le coefficient de corrélation intraclasse (CCI). Les corrélations entre le RMI et le MRMI se sont avérées excellentes pour tous les points dans le temps (rho = 0,78 ; rho = 0,90 ; rho = 0,90 ; rho = 0,93), ainsi qu’entre le RMI et la STREAM (rho = 0,69; rho = 0,87 ; rho = 0,82 ; rho = 0,85). En utilisant les CCI, des corrélations adéquates ont été relevées entre le RMI et le MRMI (CCI = 0,50 ; CCI = 0,59 ; CCI = 0,53 ; CCI = 0,55) et entre le RMI et la STREAM (CCI = 0,59 ; CCI = 0,71 ; CCI = 0,68 ; CCI = 0,68) à tous les points dans le temps.

Prédictive :
Hsieh et al. (2000) ont estimé la capacité du RMI, mesuré lors de l’admission à un programme de réadaptation, de prédire les scores sur l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) au moment du congé. La validité prédictive du RMI, mesurée auprès de 38 patients en phase aiguë de récupération post-AVC, a été calculée en utilisant le rho de Spearman, et s’est avérée excellente (rho = 0,77).
Note : Dans cette étude, les scores lors de l’admission ont été obtenus en moyenne 24 jours après l’AVC. Les scores au moment du congé ont été recueillis en moyenne 60 jours après l’AVC.

Sommerfield & von Arbin (2001) ont examiné si le RMI, l’Indice de Barthel, les capacités sensorielles, l’aphasie, le type et le côté de la lésion cérébrale, un AVC antérieur, le statut social, le fait de vivre avec une autre personne, le sexe et l’âge, mesurés 10 jours après l’AVC, étaient en mesure de prédire un retour anticipé à la maison dans un intervalle de trois mois après l’AVC. La durée du séjour en hôpital a été notée à partir du dossier médical. La validité prédictive du RMI a été évaluée auprès de 115 patients en phase aiguë de récupération post-AVC, âgés de 65 ans et plus. Comparativement aux autres variables, un score > 4 sur le RMI s’est avéré le meilleur prédicteur d’un retour anticipé à la maison, suivi par un score > 35 sur l’Indice de Barthel et le fait de vivre avec une autre personne.

Hsueh et al. (2003) ont analysé si le RMI, le MRMI (Lennon & Hastings, 1996) et la STREAM (Daley et al., 1997), mesurés à 14, 30 et 90 jours après un AVC, étaient en mesure de prédire les scores sur l’Indice de Barthel, mesurés à 180 jours post-AVC, auprès de 57 individus en utilisant le rho de Spearman. Dans les 14 jours suivant l’AVC, des prédictions adéquates concernant les scores sur l’Indice de Barthel ont été estimées à partir des 3 mesures de mobilité. Au 30e jour, le RMI s’est avéré un prédicteur adéquat des scores sur l’Indice de Barthel, alors que le MRMI et la STREAM se sont avérés d’excellents prédicteurs. Au 90e jour, les trois mesures se sont avérées excellentes dans la prédiction des scores sur l’Indice de Barthel, mesurés 180 jours après l’AVC.

Construit :
Collen et al. (1991) ont estimé la validité convergente du RMI avec l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965), l’Échelle d’équilibre de Berg (Berg, Wood-Dauphine, Williams & Maki, 1989), le 6-Minute Walk Test (Butland, Pang, Gross, Woodcock, & Geddes, 1982), la vitesse de marche et le nombre de chutes, auprès de 43 patients ayant subi un AVC. D’excellentes corrélations ont été relevées entre le RMI et l’Indice de Barthel (r = 0,91), la vitesse de marche (r = 0,82), l’Échelle d’équilibre de Berg (r = 0,67) et le 6-Minute Walk Test (r = 0.63). Le RMI et le nombre de chutes avaient une faible corrélation (r = 0,30). 

Hsieh et al. (2000) ont évalué la validité convergente du RMI en le comparant avec l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965) et l’Échelle d’équilibre de Berg (Berg et al., 1989), auprès de 38 patients hospitalisés et en phase subaiguë de récupération post-AVC. Les corrélations, telles que calculées en utilisant le rho de Spearman, se sont avérées excellentes entre le RMI et l’Indice de Barthel (rho = 0,70), et entre le RMI et l’Échelle d’équilibre de Berg (rho = 0,85).

Franchignoni et al. (2003) ont évalué la validité convergente du RMI, des domaines Moteur et Cognitif de la MIF (Keith, Granger, Hamilton, & Sherwin, 1987), de la section évaluant les jambes du Motricity Index (Demeurisse, Demol, & Robaye, 1980) et du Trunk Control Test (Collin & Wade, 1990), auprès de 73 patients en phase subaiguë de récupération post-AVC. Les rho de Spearman se sont avérés excellents entre le RMI et le Trunk Control Test (rho = 0,89) et le domaine Moteur de la MIF (rho = 0,73) ; adéquats entre le RMI et la section évaluant les jambes du Motricity Index (rho = 0,49) ; et faibles entre le RMI et le domaine Cognitif de la MIF (rho = 0,10).

Hsueh et al. (2003) ont analysé la validité convergente du RMI en le comparant avec l’Indice de Barthel (Mahoney & Barthel, 1965), auprès de 57 participants ayant subi un AVC. Les corrélations ont été calculées à l’aide du rho de Spearman à 4 points dans le temps : 14, 30, 90 et 180 jours après l’AVC. D’excellentes corrélations ont été relevées entre le RMI et l’Indice de Barthel à tous les points dans le temps (rho = 0,72; rho = 0,88; rho = 0,86; rho = 0,88, respectivement).

Roorda et al. (2008) ont examiné la validité convergente de la version néerlandaise du RMI en la comparant avec la version néerlandaise de l’Indice de Barthel, auprès de 91 clients. Les corrélations ont été calculées en utilisant le rho de Spearman se sont avérées excellentes (rho = 0,84).

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

Sensibilité au changement

Hsieh et al. (2000) ont évalué la capacité du RMI de détecter les différences minimales cliniquement importantes auprès de 38 patients en phase aiguë de récupération post-AVC. Dans cette étude, une différence minimale cliniquement importante a été définie comme une amélioration de 3 points ou plus au RMI. De l’admission au moment du congé, 76% des participants se sont améliorés par plus de 3 points sur le RMI, ce qui suggère que le RMI est en mesure de détecter une différence minimale cliniquement importante.

Franchignoni et al. (2003) ont estimé la sensibilité au changement du RMI. Soixante-treize clients en phase subaiguë de récupération post-AVC ont été évalués lors de leur admission dans une Unité de réadaptation, puis à nouveau 5 semaines plus tard. Le RMI a démontré une grande sensibilité au changement avec une ampleur de l’effet de 0,89.

Hsueh et al. (2000) ont vérifié la sensibilité au changement du RMI, du MRMI (Lennon & Hastings, 1996) et de la Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM – Daley et al., 1997), auprès de 57 participants ayant subi un AVC. La sensibilité au changement, calculée à l’aide de la Réponse moyenne standardisée (RMS), a été évaluée entre le 14e et le 30e jour, le 30e et le 90e jour, le 90e et le 180e jour, et enfin entre le 14e et le 90e jour. À l’exception de la période comprise entre le 90e et le 180e jour, où une petite sensibilité au changement a été constatée (RMS < 0,5), les trois mesures de mobilité ont toutes démontré une grande sensibilité au changement (RMS > 0,8), ce qui suggère que l’IRM, l’IRM et la STREAM ont été capables de détecter le changements.

Références
  • Antonucci, G., Aprile, T., & Paolucci, S. (2002). Rasch Analysis of the Rivermead Mobility Index: A study using mobility measures of first-stroke inpatients. Arch Phys Med Rehabil, 83, 1442-1449.
  • Berg, K.O., Wood-Dauphinee, S., Williams, J. L., Maki, B. (1989). Measuring balance in the elderly: Validation of an instrument. Physiotherapy Canada, 41(6), 304-311.
  • Butland, R. J., Pang, J., Gross, E. R., Woodcock, A. A., & Geddes, D. M. (1982). Two-, six-, and 12-minute walking tests in respiratory disease. Br Med J (Clin Res Ed), 284(6329), 1607-1608.
  • Chen, H.M, Hsieh, C.L., Lo, S.K., Liaw, L.J, Chen, S.M, Lin, J.H. (2007). The test-retest reliability of 2 mobility performance tests in patients with chronic stroke. Neurorehabil Neural Repair, 21, 347-352.
  • 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(2), 50-54.
  • Collin, C., Wade, D. (1990). Assessing motor impairment after stroke: A pilot
    reliability study. Journal of Neurology, Neurosurgery, and Psychiatry, 53, 576-579.
  • Daley, K., Mayo, N.E., Wood-Dauphinee, S., Danys, I., & Cabot, R. (1997).
    Verification of the Stroke Rehabilitation Assessment of Movement (STREAM). Physiotherapy Canada, 49, 269-278.
  • Demeurisse, G., Demol, O., & Robaye, E. (1980). Motor evaluation in vascular hemiplegia. European Neurology, 19(6), 382-389.
  • Forlander, D.A. & Bohannon, R.W. (1999). Rivermead Mobility Index: a brief
    review of research to date. Clinical Rehabilitation, 13, 97-100.
  • Franchignoni, F. Tesio, L., Benevolo, E., Ottonelo, M. (2003). Psychometric
    properties of the Rivermead Mobility Index in Italian stroke rehabilitation inpatients. Clinical Rehabilitation, 17, 273-282.
  • Green, J., Forster, A., & Young, J. (2001). A test-retest reliability study of the Barthel Index, the Rivermead Mobility Index, the Nottingham Extend Activities of Daily Living Scale and the Frenchay Activities Index in stroke patients. Disability and Rehabilitation, 23(15), 670-676.
  • Hébert, R., Carrier, R., & Bilodeau, A. (1988). The functional autonomy measurement system (SMAF): description and validation of an instrument for the measurement of handicaps. Age Ageing, 17, 293-302.
  • Hsieh, C.L., Hsueh, I.P., Mao, H.F. (2000). Validity and responsiveness of the
    Rivermead Mobility Index in stroke patients. Scand J Rehab Med, 32, 140-142.
  • Hsueh, I.P, Wang, C.H., Sheu, C.F., Hsieh, C.L. (2003) Comparison of Psychometric
    properties of three mobility measures for patients with stroke. Stroke, 34, 1741-1745.
  • 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.
  • Lennon, S. & Johnson, L. (2000). The modified Rivermead Mobility Index: validity and reliability. Disability and Rehabilitation, 22(18), 833-839
  • Lennon, S.M.& Hastings, M. (1996). Key physiotherapy indicators for quality
    of stroke care. Physiotherapy, 82, 655-664.
  • Mahoney, F. I., Barthel, D. W. (1965). Functional evaluation: The Barthel Index. Md State Med J, 14, 61-5.
  • Roorda, L.D., Green, J., De Kluis, K.R.A., Molenaar, I.W., Bagley, P., Smith, J., Geurfs, A.C.H. (2008). Excellent cross-cultural validity, intra-test reliability, and construct validity of the Dutch Rivermead Mobility Index in patients after stroke undergoing rehabilitation. J Rehabil Med, 40, 727-732.
  • Sommerfeld, D.K. & von Arbin, M.H. (2001). Disability test 10 days after acute stroke to predict early discharge home in patients 65 years and older. Clinical Rehabilitation, 15, 528-534.