Chedoke-McMaster Stroke Assessment

Résumé

Une recherche dans la littérature a été menée afin d’identifier toutes les publications pertinentes à propos des propriétés psychométriques de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster chez les individus ayant subi un AVC. Six études ont été identifiées. L’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster semble être fiable, valide et sensible face aux clients ayant subi un AVC.

Effets plancher/plafond

Aucune étude n’a examiné les effets de plancher/plafond de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster.

Fidélité

Test-retest :
Gowland, Stratford, Ward, Moreland, Torresin, Van Hullenar, et coll. (1993) ont examiné la fidélité test-retest de la section mesurant l’Inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster chez une population de 32 patients ayant subi un AVC (moyenne d’âge de 64 ans). La fidélité test-retest sur 5 jours a été calculée en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI) et s’est avérée excellente (CCI = 0,98), ainsi que pour les indexes du fonctionnement moteur global (CCI = 0,96) et de la marche (CCI = 0,98).

Intra-juge :
Gowland, Stratford, Ward, Moreland, Torresin, Van Hullenar, et coll. (1993) ont examiné la fidélité intra-juge de la section mesurant l’Inventaire des déficiences de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster chez une population de 32 patients ayant subi un AVC (moyenne d’âge de 64 ans). Les participants ont été évalués lors de l’admission au centre de réadaptation ; leurs performances ont été enregistrées sur bande vidéo. La notation pour la deuxième évaluation était basée sur la bande vidéo précédemment enregistrée. La fidélité intra-juge a été calculée en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI) et s’est avérée excellente entre les deux évaluations de l’Inventaire des déficiences (CCI = 0,98), ainsi que pour les dimensions liées à la douleur à l’épaule (CCI = 0,95), du contrôle postural (CCI = 0,96), du bras (CCI = 0,95), de la main (CCI = 0,93), de la jambe (CCI = 0,98) et du pied (CCI = 0,94).

Inter-juges :
Gowland et coll. (1993) ont examiné la fidélité inter-juges de la section mesurant l’Inventaire des déficiences de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster chez une population de 32 patients ayant subi un AVC (moyenne d’âge de 64 ans). Les participants ont été évalués simultanément par deux évaluateurs. La fidélité inter-juges a été calculée en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI) pour le score total de l’Inventaire des déficiences et a démontré un excellent accord (CCI = 0,97) ainsi que pour les dimensions de la douleur à l’épaule (CCI = 0.95), du contrôle postural (CCI = 0.92), du bras (CCI = 0.88), de la main (CCI = 0.93), de la jambe (CCI = 0.85) et du pied (CCI = 0.96).

Gowland et coll. (1993) ont examiné la fidélité inter-juges de la section mesurant l’Inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster chez une population de 32 patients ayant subi un AVC (moyenne d’âge de 64 ans). Les participants ont été réévalués dans les 5 jours suivant une première évaluation par un second évaluateur. La fidélité inter-juges a été calculée en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI) pour le score total de l’Inventaire des activités et s’est avérée excellente (CCI = 0,99), ainsi que pour les indexes de la fonction motrice globale (CCI = 0,98) et de la marche (CCI = 0,98).

Crowe, Harmer, et Sharp (1996) ont évalué la fidélité inter-juges de la section mesurant l’inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster chez une population de 28 patients ayant subi une lésion cérébrale acquise. Les participants ont été évalués sur un intervalle de deux semaines par deux thérapeutes. L’accord entre les évaluateurs pour l’inventaire des activités a été calculée en utilisant les coefficients de corrélation intra-classe (CCI) et s’est avéré excellent (r = 0,99).
Note : La gravité de la lésion cérébrale acquise et les raisons pour utiliser un délai de deux semaines pour la mesure de la fidélité inter-juges n’ont pas été précisées par les auteurs.

Validité

Contenu :
Moreland, Gowland, Van Hullenar, et Huijbregts (1993) ont effectué une revue de la littérature afin d’accumuler des preuves des bases théoriques de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster. Tous les items des deux inventaires avaient assez de preuves scientifiques supportant leurs hypothèses. Ainsi, les auteurs ont été capables d’établir une base théorique soutenant le contenu de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster.

Huijbregts, Gowland, et Gruber (2000) ont effectué une enquête chez 34 clients ayant subi un AVC et chez 27 soignants afin de vérifier si le contenu de l’Inventaire des activités est représentatif des compétences importantes pour la population. Sur une échelle où 1 n’est pas important du tout et 7 est extrêmement important, tous les items ont reçu un 7 de la part d’au moins une personne de chaque dyade. Pour la plupart des items, le niveau moyen était au-dessus de 5, à l’exception du Test de marche de 2 minutes qui a obtenu le score le plus bas de la part des clients (1.78) et des soignants (3.52). Les deux items les plus importants selon la perspective des clients et des soignants étaient « tenir debout » et « transférer au lit par le côté dominant ».

Critère :
Concourante :
Gowland et coll. (1993) ont comparé l’Évaluation d’AVC Chedoke Mc-Master au Fugl-Meyer AssessmentFMA (Fugl-Meyer, Jääskö, Leyman, Olsson, et Steglind, 1975) et à la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) (Keith, Granger, Hamilton et Sherwin, 1987) chez 32 patients ayant subi un AVC. Utilisant des coefficients de corrélation Pearson, la corrélation entre le score total de l’Évaluation d’AVC Chedoke Mc-Master et le score total du FMA s’est avérée excellente (r = 0,95), tout comme celle avec le score total de la MIF (r = 0,79).

Prédictive :
Gowland (1984) a examiné si l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster était en mesure de prédire la récupération sensorimotrice lors du congé d’un programme actif de réhabilitation. La validité prédictive de l’Évaluation d’AVC Chedoke Mc-Master a été examinée chez 335 patients actifs hospitalisés dans une unité de réhabilitation. Les évaluations ont été effectuées lors l’admission et au moment du congé du centre de réhabilitation. La durée du séjour variait entre 1 et 49 semaines, avec une moyenne de 7 semaines. Au moment du congé, les 23 variables indépendantes ont été en mesure de prédire 11 résultats sur 14. Parmi ces variables indépendantes, le stade de récupération de la jambe était la variable prédictive la plus importante, suivie par les semaines de rétablissement post-AVC et la performance motrice globale.

Valach, Singer, Hartmeier, Hofer et Cox Steck (2003) ont examiné si les scores de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster étaient prédictifs des scores à l’Indice de Barthel (IB) et vice versa, chez 127 patients ayant subi un dommage vasculaire cérébral. Des analyses de régression ont révélé qu’aussi peu que 3 items de l’index des incapacités de de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster étaient nécessaires à la prédiction des scores de l’IB. Toutefois, 6 items sur 8 de l’IB étaient nécessaires afin de prédire les scores de de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster. Même si seulement quelques items de de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster étaient nécessaires afin de prédire des scores de l’IB, il y avait toujours une grande portion de variance inexpliquée et ainsi, il est recommandé que l’IB et de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster soient tous les deux administrés lors de situations où une évaluation compréhensive du patient est désirée.

Construit :
Convergente/Discriminante :
Gowland et coll. (1993) ont évalué la validité convergente de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster en comparant des déficiences similaires mesurés par l’Inventaire des déficiences et le Fugl-Meyer Assessment (FMA) (Fugl-Meyer et al., 1975). Les corrélations ont été calculées en utilisant des coefficients de corrélation de Pearson et se sont avérées excellentes pour le contrôle postural (Inventaire des déficiences) et l’équilibre (FMA) (r = 0,84) ; bras et main (Inventaire des déficiences) et épaule, coude, avant-bras, poignet et main (FMA) (r = 0,95) ; jambe et pied (Inventaire des déficiences) et hanche, genou, pied et cheville (FMA) (r = 0,93) ; douleur à l’épaule (Inventaire des déficiences) et douleurs articulaires des membres supérieurs (FMA) (r = 0,76). De plus, les auteurs ont comparé des limitations d’activité similaires entre l’Inventaire des activités et la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) (Keith et al., 1987). Les corrélations ont été calculées en utilisant des coefficients de corrélation de Pearson et se sont avérées excellentes entre l’indice de fonction motrice brute (Inventaire des activités) et la sous-échelle évaluant la mobilité de la MIF (r = 0,90) et entre l’index de marche (Inventaire des activités) et la sous-échelle évaluant la locomotion de la MIF (r = 0,85).

Sacks et coll. (2010) ont évalué la validité de construit de la section mesurant l’Inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et de la Clinical Outcomes Variable Scale (COVS) (Seaby & Torrance, 1989) chez une population de 24 patients hospitalisés en gériatrie (âge moyen de 83 ans) recevant des soins dans une unité de réadaptation. Les corrélations entre les scores totaux des deux instruments mesurés à l’admission et au moment du congé, et les changements entre les scores totaux mesurés à l’admission et au moment du congé, ont été calculées en utilisant des coefficients de corrélation de Pearson et se sont avérés excellents (respectivement r = 0,92, r = 0,91 et r = 0,84). Toutes les sous-échelles des deux instruments ont démontré une excellente corrélation à l’admission, au moment du congé, et au niveau des changements entre les scores mesurés à l’admission et au moment du congé, à l’exception de la corrélation de la sous-échelle évaluant la marche qui s’est avérée adéquate quant au changement entre l’admission et le moment du congé (r=0.59).

Groupes connus :
Crowe et coll. (1996) ont examiné si l’Inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster était en mesure de distinguer les sujets qui changent un peu (<20) de ceux qui changent plus (>20) selon la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) (Keith et coll., 1987) chez une population de 28 clients ayant une lésion cérébrale acquise. La validité des groupes connus, calculée en utilisant un test T de Student, a démontré que l’Inventaire des activités a la pouvoir de distinguer, selon les scores de la MIF, les individus malgré de petits et de grands changements.

Sensibilité au changement

Gowland et coll. (1993) ont estimé la sensibilité au changement de l’Inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et de la Mesure de l’indépendance fonctionnelle (MIF) (Keith et coll., 1987) MIF chez une population de 32 patients ayant subi un AVC. Les participants ont été évalués à deux moments : à l’admission et lors du congé du centre de réadaptation. La sensibilité au changement a été calculée à partir de ratios de variance. Comparativement à la MIF, l’Inventaire des activités affichait un ratio de variance plus élevé (0,53 pour l’Inventaire des activités vs 0,30 pour la MIF), ce qui suggère que l’Inventaire des activités de l’Évaluation Chedoke-McMaster est une mesure plus sensible pour détecter le changement.

Huijbregts et coll. (2000) ont évalué les changements cliniquement importants basés sur une notation globale de changement sur l’Inventaire des activités, l’index du fonctionnement moteur global et l’index de la marche chez 34 clients. Pour l’Inventaire des activités, «aucun changement» était représenté par un changement moyen du score de 0, de petits changements par un changement moyen du score de 8 et des changements modérés à grands par un changement moyen du score de 20. Pour l’index du fonctionnement moteur global, «aucun changement» était représenté par un changement moyen du score de 1, de petits changements par un changement moyen du score de 7 et des changements modérés à grands par un changement de score moyen de 7. Pour l’index de la marche, «aucun changement» était représenté par un changement moyen du score de 1, de petits changements par un changement moyen du score de 5 et des changements modérés à grands par un changement moyen du score de 13. Toute cette information suggère que pour un client, un changement minimal de 20 points au score de l’Inventaire des activités est nécessaire afin qu’il perçoive un changement modéré à grand. De plus, un changement important, tel que perçu par le client, et un changement réel sur le score de la mesure ont une excellente corrélation (r = 0,74).

Sacks et coll. (2010) ont évalué la sensibilité au changement de la section mesurant l’Inventaire des activités de l’Évaluation d’AVC Chedoke-McMaster et de la Clinical Outcomes Variable Scale (COVS) (Seaby & Torrance, 1989) chez une population de 24 patients hospitalisés en gériatrie (âge moyen de 83 ans) recevant des soins dans une unité de réadaptation. Une grande ampleur de l’effet a été notée pour les deux instruments (respectivement de 1,53 pour l’Inventaire des activités et de 1,43 pour la COVS) ; et une plus forte réponse moyenne standardisée a été notée pour le COVS comparativement à l’Inventaire des activités (respectivement de 2,30 et de 1,83). Les résultats de cette étude suggèrent que les deux mesures sont sensibles au changement chez les patients en gériatrie, mais que le COVS est plus sensible que l’Inventaire des activités auprès de cette population.

Références
  • Crowe, J., Harmer, D., & Sharpe, D. (1996). Reliability of the Chedoke-McMaster Disability Inventory in acquired brain injury. Physiotherapy Canada, 48(1), 25.
  • Finch, E., Brooks, D., Stratford, P.W, & Mayo, N.E. (2002). Physical Outcome Measures: A guide to enhance physical outcome measures. Ontario, Canada: Lippincott, Williams & Wilkins.
  • Fugl-Meyer, A.R., Jääskö, L., Leyman, I., Olsson, S., & Steglind, S. (1975). The post-stroke hemiplegic patient 1. A method for evaluation of physical performance. Scandinavian Journal of Rehabilitation Medicine, 7, 13-31.
  • Gowland, C., Stratford, P., Ward, M., Moreland, J., Torresin, W., Van Hullenaar, S. et al. (1993). Measuring physical impairment and disability with the Chedoke-McMaster Stroke Assessment. Stroke, 24, 58-63.
  • Gowland, C., Van Hullenaar, S., Torresin, W., et al. (1995). Chedoke-McMaster Stroke Assessment: development, validation, and administration manual. Hamilton, ON, Canada: School of Rehabilitation Science, McMaster University.
  • Gowland, C. (1984). Predicting sensorimotor recovery following stroke rehabilitation. Physiotherapy Canada, 36, 313-320.
  • Gowland, C. (1982). Recovery of motor function following stroke: profile and predictors. Physiotherapy Canada, 34, 77-84.
  • Huijbregts, M.P., Gowland, C., Gruber, R. (2000). Measuring clinically important change with the Activity Inventory of the Chedoke-McMaster Stroke Assessment. Physiotherapy Canada, 52, 295-304.
  • Keith, R.A, Granger, C.V., Hamilton, B.B., & Sherwin, F.S. (1987). The Functional Independence Measure: a new tool for rehabilitation. In: Eisenberg, M.G. & Grzesiak, R.C. (Ed.), Advances in clinical rehabilitation (pp. 6-18). New York: Springer Publishing Company.
  • Moreland, J., Gowland, C., Van Hullenar, S., Huijbregts, M. (1993). Theoretical basis of the Chedoke-McMaster Stroke Assessment. Physiotherapy Canada, 45, 231-238.
  • Poole, J.L. & Whitney, S.L. (2001). Assessment of motor function post stroke: A review. Physical and Occupational Therapy in Geriatrics, 19, 1-22.
  • Sacks, L., Yee, K., Huijbregts, M., Miller, P.A., Aggett, T. & Salbach, N.M. (2010). Validation of the activity inventory of the Chedoke-McMaster Stroke Assessment and the Clinical Outcome Variables Scale to evaluate mobility in geriatric clients. Journal of Rehabilitation Medicine, 42, 90-92.
  • Valach, L., Signer, S., Hartmeier, A., Hofer, K. & Cox Steck, G. (2003). Chedoke-McMaster Stroke Assessment and modified Barthel Index self-assessment in patients with vascular brain damage. International Journal of Rehabilitation Research, 26, 93-99.