ABILHAND

Résumé

Une recherche littéraire a été menée afin d’identifier toutes les publications pertinentes concernant les propriétés psychométriques de l’ABILHAND. Malgré que des études additionnelles ont été menées sur d’autres versions de l’ABILHAND, le compte rendu suivant s’adresse spécifiquement sur les propriétés psychométriques de la version à 23 items de l’ABILHAND, à moins d’indication contraire. Deux études ont été identifiées. 

Effets plancher/plafond
Aucune étude n’a démontré les effets plancher ou de plafond de l’ABILHAND. Toutefois, étant donné la relation hiérarchique des items, les tâches de bas niveau de l’ABILHAND peuvent être sujettes aux effets plancher (Ashford et al., 2008).
Fidélité

Cohérence interne :
Penta et al. (2001) ont examiné la cohérence interne de l’ABILHAND original comportant 56 items, à l’aide d’un échantillon de 103 patients en phase chronique de récupération d’un AVC et en appliquant une analyse de Rasch. Ils ont ainsi démontré une haute fidélité (fidélité de séparation Rash = 0,90 ; fidélité discriminante = 0,90). Les auteurs ont examiné la stabilité de l’échelle à l’aide de tests de fonctionnement différentiel des items (FDI) parmi 12 sous-groupes : sexe (homme/femme) ; pays (Belgique/Italie) ; âge (<60 ans /60 ans), côté affecté (dominant/non dominant) ; temps écoulé depuis l’AVC (<2 ans/2 ans), niveau de dépression, dextérité et habileté manuelle du membre non affecté, force de préhension, dextérité et sensibilité du membre affecté et motricité du membre affecté. La hiérarchie de difficulté de l’ABILHAND a été perçue uniformément par les patients en phase chronique de récupération d’un AVC.

Simone et al. (2011) ont examiné la cohérence interne de l’ABILHAND à travers un échantillon de 126 patients ayant une limitation chronique au membre supérieur résultant d’un AVC (n=83), de la sclérose en plaques (n=17), d’ataxie périphérique ou cérébrale (n=13), de lésion de la moelle épinière (n=10) ou de la maladie de Parkinson (n=3), ainsi que 24 sujets en bonne santé. L’ABILHAND a manifesté une haute fidélité (index de fidélité des items = 0,94 ; Alpha de Cronbach = 0,99). Tous les items de l’ABILHAND conviennent au modèle de Rasch de manière satisfaisante. Il y avait au moins 4 strates de mesures statistiquement différentes, ce qui indique que la variance dans les scores n’a pas un caractère aléatoire. Les auteurs ont aussi examiné la stabilité de la difficulté des items grâce au fonctionnement différentiel des items (FDI) en comparant 4 différents groupes du bassin d’échantillons : limitation (hémiparésie vs autres) ; âge (69 ans vs >69 ans) ; sexe (homme vs femme) ; et habileté (au-dessus de la médiane vs au-dessous de la médiane).  Le FDI était très modéré à travers les divers critères de groupe, alors que la hiérarchie des items était sensiblement la même pour tous les sous-groupes : limitation (1 donnée aberrante: boutonner une chemise) ; sexe (6 données aberrantes : fermer un bouton de pression, décortiquer des noisettes, enfoncer un clou, emballer des cadeaux, éplucher des pommes de terre, étendre du beurre sur une tranche de pain) ; âge (4 données aberrantes : enfiler une aiguille, emballer des cadeaux, tartiner du beurre sur une tranche de pain, fermer un bouton de pression) ; et habileté (2 données aberrantes : tailler un crayon, couper de la viande).

Inter-juges :
Aucune étude n’a analysé la fidélité inter-juges de l’ABILHAND. Notez toutefois que la fidélité inter-juges n’est pas nécessaire, car l’administration de l’ABILHAND ne repose pas sur les observations d’un clinicien quant aux performances du patient.

Intra-juge :
Aucune étude n’a analysé la fidélité intra-juge de l’ABILHAND.

Test-retest :
Aucune étude n’a analysé la fidélité test-retest de l’ABILHAND.

Validité
 
Contenu
Penta et al. (2001) ont examiné la mesure de la difficulté perçue de l’ABILHAND à l’aide d’un échantillon de 103 patients en phase chronique de récupération d’un AVC. La distribution des items, en logits, s’étendait de 1,72 à 2,18. Tous les items étaient conformes au modèle de Rasch et les 23 items définissaient un continuum commun de l’habileté manuelle. Tous les coefficients de corrélation des points de mesure (RPM) étaient positifs, indiquant ainsi que tous les items sont cohérents avec l’ensemble du questionnaire et contribuent à la mesure de l’habileté manuelle. Les statistiques de concordance indiquaient que la majeure partie des activités mesure adéquatement la récupération des habiletés manuelles auprès de patients en phase chronique de récupération d’un AVC. Toutefois, 1 item a obtenu une valeur externe aberrante (boutonner une chemise : carré moyen = 1,64) et 4 items ont obtenu des valeurs inférieures aberrantes (couper de la viande : carré moyen = 0,69 ; décortiquer des noisettes : c.m. = 1,33 ; ouvrir un sac de croustilles : c.m. = 1,22 ; aiguiser un crayon : c.m. = 0,65).

Penta et al. (2001) ont examiné la validité du contenu de l’ABILHAND en comparant le classement de difficulté des items avec l’opinion experte de quatre ergothérapeutes concernant l’implication de la main affectée dans chaque activité. Les classifications suivantes furent utilisées : (1) l’item ne requiert pas l’implication du membre affecté, si l’item est divisé en plusieurs séquences unimanuelles ; (2) la tâche requiert l’implication du membre affecté pour stabiliser un objet, mais ne requiert pas l’utilisation des doigts ; et (3) la tâche requiert une prise de précision, de la force de préhension, de la dextérité ou toute autre activité relative aux doigts du côté affecté. Des découvertes indiquent que des items plus difficiles tendent à nécessiter un plus grand degré d’utilisation du membre affecté, alors que des items plus faciles ne requièrent pas l’implication du membre affecté.

Simone et al (2001) ont examiné la validité de l’ABILHAND à l’aide d’un échantillon de 126 patients ayant une limitation chronique au membre supérieur résultant d’un AVC (n=83), de la sclérose en plaques (n=17), d’une ataxie périphérique ou centrale (n=13), d’une lésion de la moelle épinière (n=10) ou de la maladie de Parkinson (n=3), et 24 sujets en bonne santé. Les scores modélisés expliquent 84% des variances observées. En ce qui concerne l’autre 16% de la variance, le facteur principal n’en explique que 11,4% (soit 1,8%  de la variance totale).

Critère 
Prédictive :
Aucune étude n’a analysé la validité prédictive de l’ABILHAND. 

Concourante :
Simone et al. (2011) ont comparé la validité cohérente de l’ABILHAND, du Jamar handgrip, du Box and Block Test (BBT), du Purdue pegboard test et du Nince Hole Peg Test (NHPT) à l’aide d’un échantillon de 126 patients ayant une limitation chronique au membre supérieur résultant d’un AVC, de la sclérose en plaques, d’une ataxie périphérique ou centrale, d’une lésion de la moelle épinière ou de la maladie de Parkinson, et 24 sujets en bonne santé, en utilisant la corrélation de Pearson. Des corrélations adéquates ont été relevées entre l’ABILHAND et le Jamar handgrip (r = 0,377, p = 0,001), le BTT (r = 0,481, p = 0,000) et le Perdue pegboard test (r = 0,493, p = 0,000). De plus, une corrélation adéquate négative a été relevée entre l’ABILHAND et le NHPT (r = -0,370, p= 0,007).

Construit
Groupes connus :
Penta et al. (2001) ont examiné la relation entre les mesures de l’ABILHAND et d’autres variables démographiques et cliniques à l’aide d’un échantillon de 103 patients en phase chronique de récupération d’un AVC, en se basant sur le ANOVA univariée et sur les coefficients de corrélation (test U de Mann-Whitney, test H de Kruskal-Wallis, valeur p de Spearman, corrélation de Pearson). Ces tests n’ont révélé aucune différence significative des mesures de l’ABILHAND d’après les index démographiques de l’Italie et de la Belgique pour le sexe et l’âge. Les variables cliniques telles que le temps écoulé depuis le dernier AVC, le côté affecté (dominant/non dominant), le site de la lésion et la sensibilité tactile de chaque membre (mesurée à l’aide du test de sensation tactile Semmes-Weinstein) n’étaient pas significativement reliées  aux mesures de l’ABILHAND. La corrélation était faible entre  les mesures de l’ABILHAND et la force de préhension (Jamar handgrip, R=0,242, P<0,014) et entre les mesures de l’ABILHAND et la dextérité manuelle (Box and Block Test, R=0,248, P=0,012) du membre non affecté, et une excellente corrélation entre les mesures de l’ABILHAND et la motricité du membre supérieur (test de motricité du membre supérieur de Brunnstrom, p=0,730, P<0,001). Les résultats ont révélé un lien direct entre les mesures de l’ABILHAND de l’habileté manuelle et des limitations du côté affecté, où des combinaisons complexes de dextérité manuelle avec/sans force de préhension et/ou de limitation de la motricité du membre supérieur étaient en corrélation  avec une plus grande limitation manuelle.

Simone et al. (2011) ont examiné la validité de groupes connus de l’ABILHAND à l’aide d’un échantillon de 126 patients ayant une limitation chronique au membre supérieur résultant d’un AVC, de la sclérose en plaques,  d’une ataxie sensorielle ou cérébrale, d’une lésion de la moelle épinière ou de la maladie de Parkinson, et 24 sujets en bonne santé, en utilisant le test de Kruskal-Wallis. Ils y découvrirent des différences hautement significatives (P<0,001) entre les patients atteints de tétraparésie, d’hémiparésie, d’autres atteintes neurologiques (sclérose en plaques, maladie de Parkinson, ataxie) et les patients du groupe témoin.

Validité convergente/discriminante :
Aucune étude n’a analysé la validité convergente/discriminante de l’ABILHAND.

Sensibilité au changement
Simone et al. (2011) ont démontré qu’il existe une correspondance satisfaisante entre la distribution des niveaux de difficulté des items de l’ABILHAND et les niveaux d’habileté des patients. L’habileté moyenne des sujets en bonne santé du groupe témoin vs celle des patients ayant une limitation chronique du membre supérieur résultant d’un AVC, de la sclérose en plaques,  d’une ataxie sensorielle ou cérébrale, d’une lésion de la moelle épinière ou de la maladie de Parkinson étaient respectivement de 89 (erreur standard = 8) vs 63 (erreur standard = 17).

Sensibilité et spécificité :
Simon et al. (2011) ont examiné la sensibilité et la spécificité de l’ABILHAND à l’aide d’un échantillon de 126 patients ayant une limitation chronique du membre supérieur résultant d’un AVC, de la sclérose en plaques, d’une ataxie sensorielle ou cérébrale, d’une lésion de la moelle épinière ou de la maladie de Parkinson et 24 sujets en bonne santé. Un seuil de déficience-normalité a été calculé à partir de régression logistique et un seuil inférieur de 80/100 est proposé pour des sujets témoins sains (aire sous la courbe ROC  = 0,9097, p<0,05). Ceci a permis l’existence d’une classification correcte des patients vs des sujets du groupe témoin avec un taux de sensibilité de 92% et un taux de spécificité de 82%, au moyen desquels  82% de l’échantillon a été correctement classé. 

Références
  • Ashford, S., Slade, M., Malaprade, F., & Turner-Stokes, L. (2008). Evaluation of functional outcome measures for the hemiparetic upper limb: a systematic review. Journal of Rehabilitation Medicine, 40, 787-95.
  • Connell, L.A. & Tyson, S.F. (2012). Clinical reality of measuring upper-limb ability in neurological conditions: a systematic review. Archives of Physical Medicine and Rehabilitation, 93, 221-8.
  • Gustafsson, S., Sunnerhagen, K.S, & Dahlin-Ivanoff, D. (2004). Occupational therapists’ and patients’ perceptions of ABILHAND, a new assessment tool for measuring manual ability. Scandinavian Journal of Occupational Therapy, 11, 107-17.
  • Mpofu, E. & Oakland, T. (2010). Rehabilitation and Health Assessment: Applying ICF Guidelines. New York: Springer Publishing Company.
  • Penta, M., Tesio, L., Arnould, C., Zancan, A., & Thonnard, J-L. (2001). The ABILHAND questionnaire as a measure of manual ability in chronic stroke patients: Rasch-based validation and relationship to upper limb impairment. Stroke, 32, 1627-34.
  • Simone, A., Rota, V., Tesio, L., & Perucca, L. (2011). Generic ABILHAND questionnaire can measure manual ability across a variety of motor impairments. International Journal of Rehabilitation and Research, 34, 131-40.