Sujets et méthodes

Participants

Les participants étaient des patients examinés dans 22 cliniques et hôpitaux à travers le Japon qui avaient été diagnostiqués avec (1) une MA basée sur les critères du Manuel diagnostique et statistique des troubles mentaux, 4e édition, révision du texte (DSM-IV-TR) , (2) une MA probable selon les critères des groupes de travail du National Institute on Aging-Alzheimer’s Association (NIA-AA) ou du National Institute of Neurological and Communicative Disorders and Stroke et de l’Alzheimer’s Disease and Related Disorders Association, ou (3) une déficience cognitive légère (MCI) selon les critères de diagnostic du DSM-IV-TR ou du NIA-AA. Pour être inclus dans l’étude, les patients devaient recevoir l’aide d’un aidant trois jours ou plus par semaine, ou cohabiter avec lui. Les personnes atteintes de formes de démence autres que la MA étaient exclues, de même que celles présentant des troubles neurologiques ou mentaux majeurs comorbides.

Échelle de démence ABC

L’ABC-DS utilise une échelle de 9 points pour chaque élément de question, les scores les plus bas indiquant une fonction plus faible (figure 1). Les évaluateurs interrogent les soignants sur leur patient au moyen d’un entretien semi-structuré. Des points d’ancrage sont fournis pour les points 1, 3, 5, 7 et 9, avec des symptômes typiques définis en phrases. Les évaluateurs peuvent également sélectionner des réponses intermédiaires (c’est-à-dire les points 2, 4, 6 et 8) pour les cas qui semblent correspondre à deux points d’ancrage adjacents. Par exemple, si l’état d’un patient correspond à la fois aux points 7 et 9, l’évaluateur sélectionne le point 8. Les réponses intermédiaires (c’est-à-dire les points 2, 4, 6 et 8) ne contiennent pas de description écrite de l’échelle. De plus, nous avons ajouté des illustrations pour les points 3, 5 et 7 afin que les soignants puissent plus facilement les associer aux symptômes de leur patient. Le score total de l’ABC-DS est la somme arithmétique des scores des 13 points de l’ABC-DS, et varie de 13 à 117. Une licence pour l’ABC-DS peut être achetée auprès du Mapi Research Trust (http://mapi-trust.org/our-resources/questionnaires-distributed-by-the-mapi-research-trust/).

Instruments

Dans la présente étude, l’ABC-DS a été évalué pour la validité de construction et concurrente, l’information sur les tests et les items, la fiabilité intraréelle et la réactivité au changement. Plusieurs instruments ont été utilisés pour confirmer les validités constructives et concurrentes de l’ABC-DS. Les patients ont été évalués par des professionnels de la santé utilisant l’ABC-DS : 13,5 % par des médecins, 41,7 % par des infirmières, 3,5 % par des psychologues cliniques et 41,3 % par d’autres types de professionnels de la santé. La fonction cognitive a été évaluée à l’aide du MMSE, les SCPD à l’aide du NPI-D et la fonction ADL à l’aide du DAD. Les patients ont également été évalués à l’aide du PCEM, en ce qui concerne les scores du PCEM global et du PCEM Sum-of-Boxes (PCEM-SB). Ces évaluations standard de la démence ont été réalisées conformément à leurs manuels officiels correspondants par un médecin ou un psychologue clinicien autre que la personne administrant l’ABC-DS. L’évaluateur de l’ABC-DS n’a pas partagé ses résultats avec la personne qui a effectué les évaluations standard de la démence, et vice versa.

Validité de structure

Les scores au niveau des items de l’ABC-DS ont été soumis à une analyse factorielle avec rotation promax oblique pour calculer les charges factorielles. Le nombre de facteurs a été identifié, ainsi que les items qui les composent, et leur taux de contribution cumulé a été calculé.

Évaluation qualitative du contenu des items basée sur la théorie de la réponse d’item

La théorie de la réponse d’item est une approche statistique pour développer des instruments d’enquête avec une fiabilité élevée . Cette théorie est généralement utilisée pour les enquêtes sociologiques et psychologiques, et le nombre de rapports sur son utilisation dans le développement d’outils d’évaluation de la démence a augmenté depuis les années 2000.

Nous avons appliqué un modèle de réponse graduelle pour chaque domaine séparément, en supposant une  » unidimensionnalité au sein d’un domaine « , selon laquelle les items mesureraient un seul trait commun des AVQ, des SCPD ou de la fonction cognitive. Nous avons évalué la qualité des items de l’ABC-DS en utilisant la courbe caractéristique de la catégorie de réponse de l’item (IRCCC), une technique connue dans la théorie de la réponse de l’item. Dans cette méthode, chaque réponse possible (« niveau ») pour un item est représentée sous forme de courbe de densité de probabilité afin de décrire la probabilité qu’elle soit choisie. Dans notre cas, les niveaux sont une variable continue qui reflète la gravité de la DA convertie statistiquement, et en notant comment la gravité change, nous pouvons évaluer les changements dans la probabilité que chaque niveau soit choisi.

Pour interpréter les IRCCC, nous avons vérifié les points suivants : (1) les courbes doivent être raisonnablement situées, reflétant l’ordre de l’échelle catégorielle ordonnée ; (2) le paramètre de difficulté doit être situé entre -4 et 4 ; (3) les emplacements des courbes doivent maintenir une distance suffisante les uns des autres ; et (4) la pente des courbes doit être suffisante, tandis que le paramètre de discrimination doit être > 0,2 et < 4,0.

Nous avons utilisé le package R ltm pour analyser les IRCCCs . Cependant, comme ce package ne peut pas gérer les items à 9 niveaux, les réponses ont été adaptées à 5 niveaux modifiés : niveau 1 pour 1-2 points, niveau 2 pour 3-4 points, niveau 3 pour 5 points, niveau 4 pour 6-7 points et niveau 5 pour 8-9 points. Chaque item a ainsi été analysé par les paramètres décrivant les 5 courbes de densité de probabilité correspondant aux 5 niveaux, reconnaissant la perte d’information.

Consistance interne

La cohérence interne de l’ABC-DS a été évaluée à l’aide des coefficients de fiabilité α et ω de Cronbach.

Validité concomitante

La validité concomitante a été évaluée en ce qui concerne les corrélations du score total de l’ABC-DS et de chaque score de niveau de domaine avec le MMSE, le NPI-D (à la fois les scores de symptômes et les scores de détresse de l’aidant), le DAD, le CDR-SB et les scores du PCEM global. Les corrélations avec les scores du PCEM global ont été évaluées à l’aide de coefficients de corrélation polysériens ; le coefficient de corrélation de Pearson a été utilisé pour toutes les autres corrélations.

Fiabilité intrinsèque

L’ABC-DS a été réadministré à 218 participants qui se sont rendus dans leur clinique ou leur hôpital une semaine après la première évaluation, par le même évaluateur qui a effectué la première évaluation. Les coefficients κ pondérés et les intervalles de confiance (IC) à 95% ont été calculés pour les items individuels. Les coefficients de corrélation intraclasse et les IC à 95 % ont été calculés pour le score ABC-DS total.

Capacité prédictive du score PCEM global à l’aide de l’analyse de la courbe caractéristique d’exploitation du récepteur

Nous avons effectué une analyse de la courbe caractéristique d’exploitation du récepteur (ROC) pour étudier la sensibilité et la spécificité du score ABC-DS total pour discriminer la gravité de la MA définie par le PCEM global. Nous avons identifié les seuils les plus appropriés pour le score ABC-DS total pour discriminer la gravité de la MA en utilisant le logiciel statistique R 3.1.0 avec le package ROCR .

Les sensibilités et spécificités aux seuils étaient pour le PCEM 0/0,5 contre 1/2/3, le PCEM 0/0,5/1 contre 2/3, et le PCEM 0/0,5/1/2 contre 3. Dans cette analyse, nous avons défini que le test est positif (indiquant un meilleur stade) si les scores ABC-DS totaux étaient supérieurs au seuil. La sensibilité et la spécificité ont été décrites comme P(positive|positive) et P(négative|négative), respectivement, où P(X|X) indique la probabilité d’une discrimination correcte que le test diagnostique est X lorsque le patient est vraiment à X ; X pourrait être négatif ou positif.

Modifications des scores d’évaluation à douze semaines

L’ABC-DS, le DAD, le NPI-D, le MMSE et le REC ont été réadministrés à 227 participants qui se sont rendus dans leur clinique ou hôpital 12 semaines après l’examen initial. Les différences entre les scores de l’examen initial et ceux de l’examen de 12 semaines ont été calculées, ainsi que les IC à 95 %. De plus, les coefficients de variation (écart-type/moyenne) ont été calculés pour chaque mesure.

Analyse statistique

SAS version 9.3 (SAS Institute Inc, Cary, NC, États-Unis) et R version 3.1.9 ont été utilisés pour toutes les analyses statistiques.

Résultats

Patients

Durée d’administration du test

Validité de structure

L’analyse factorielle a regroupé les 13 items de l’ABC-DS en trois domaines contenant des items fortement intercorrélés : le domaine A, lié à la fonction ADL ; le domaine B, lié aux SCPD ; et le domaine C, lié à la fonction cognitive (tableau 1). Ces trois facteurs avaient un taux de contribution cumulé de 0,585.

Nous avons également vérifié les modèles à quatre et cinq facteurs. Le modèle à quatre facteurs ne comportait aucun item d’appartenance, la plus grande charge factorielle se situant au niveau du quatrième domaine. Le modèle à cinq facteurs ne contenait qu’un seul item d’appartenance dans le quatrième et le cinquième domaine chacun. Ces résultats sont cohérents avec ceux de l’étape 2 (données non présentées). Par conséquent, nous avons conclu qu’avoir plus de trois facteurs était redondant.

Évaluation qualitative des items basée sur la théorie de la réponse d’item

Les IRCCC pour les items des domaines A-C sont présentés dans les figures 2-4, respectivement. Les courbes pour chaque niveau modifié sont colorées comme suit : niveau 1, noir ; niveau 2, rouge ; niveau 3, vert ; niveau 4, bleu ; et niveau 5, bleu clair. Dans chaque domaine, tous les items ont satisfait aux critères prédéfinis pour les paramètres de difficulté et de discrimination (tableau 2).

Consistance interne

L’ABC-DS avait une fiabilité interne acceptable (α = 0.915, ω = 0,921).

Validité concomitante

On a constaté que les scores du domaine A étaient corrélés aux scores DAD, qui reflètent également la fonction ADL (r = 0,674). Les scores du domaine B sont en corrélation avec les scores NPI-D, qui reflètent également les SCPD (r = -0,644). Les scores du domaine C ont été trouvés en corrélation avec les scores MMSE, qui reflètent également la fonction cognitive (r = 0,698).

Fiabilité intrinsèque

La fiabilité intrinsèque a été confirmée en comparant les scores évalués par le même évaluateur à deux reprises, à une semaine d’intervalle. Les coefficients κ pondérés étaient > 0,6 pour tous les items, à l’exception de Q8 et Q9 dans le domaine 3 (tableau 1). Les scores totaux de l’ABC-DS avaient un coefficient de corrélation intraclasse de 0,964 (IC 95 % : 0,954-0,972).

Capacité prédictive du score global du PCEM en utilisant l’analyse de la courbe ROC

Changements des scores d’évaluation à douze semaines

Le tableau 6 montre le changement des scores pour chacune des évaluations 12 semaines après l’évaluation initiale. Toutes les mesures, à l’exception du domaine B de l’ABC-DS et du NPI-D, ont présenté des changements statistiquement significatifs à 12 semaines (p < 0,05). Le coefficient absolu de variation des scores totaux de l’ABC-DS était inférieur à celui des scores du CDR-SB, ce qui indique que l’ABC-DS possède une répétabilité et une fiabilité de mesure plus élevées.

Discussion

Cet article décrit la fiabilité et la validité de l’ABC-DS. La validité concurrente a été établie par rapport à plusieurs échelles conventionnelles de démence (DAD, MMSE, NPI-D et CDR). De plus, les scores du domaine de l’ABC-DS étaient fortement corrélés (c’est-à-dire |r| > 0,6) avec les scores des échelles standard correspondant aux mêmes dimensions de la MA : les scores du domaine A, qui reflètent la fonction ADL, étaient corrélés avec les scores DAD ; les scores du domaine B, qui reflètent les BPSD, étaient corrélés avec les scores NPI-D ; et les scores du domaine C, qui reflètent la fonction cognitive, étaient corrélés avec les scores MMSE. Nos résultats ont également confirmé la validité de construction et la fiabilité intraréelle de l’ABC-DS.

Les professionnels cliniques au Japon utilisent souvent des évaluations qui peuvent être administrées en peu de temps, comme le MMSE et le HDS-R ; cependant, ces tests ne mesurent que la fonction cognitive. En revanche, l’ABC-DS peut évaluer un patient dans trois domaines – fonction ADL, BPSD et fonction cognitive – en 10 min environ. C’est pourquoi nous l’avons nommé ABC-DS. Contrairement au ROSA, un outil similaire, le protocole ABC-DS n’exige pas que l’évaluateur juge de la sévérité de la MA du patient avant l’évaluation. De plus, il contient des illustrations et est accompagné d’instructions faciles à comprendre ; une formation spécifique sur la façon de l’administrer n’est pas nécessaire. Un autre avantage majeur est la capacité de prédiction du score total de l’ABC-DS par rapport au PCEM. Bien que la sensibilité pour discriminer les sujets avec PCEM 0/0,5 de ceux avec PCEM 1/2/3 soit plus faible (0,68) que l’autre, l’ABC-DS est utile comme indice pour juger de l’évolution du traitement, car il peut distinguer la MA légère de la MA modérée ou sévère. En outre, contrairement au PCEM, l’ABC-DS présente l’avantage de pouvoir évaluer les SCPD. Si un patient atteint de la MA légère et traité par des inhibiteurs de la cholinestérase présente une détérioration progressive de ses symptômes, la décision d’augmenter la dose ou d’ajouter un autre médicament est généralement prise sur la base des informations obtenues auprès du soignant du patient ou de son score MMSE ou HDS-R. En permettant aux professionnels de la santé de dépister la MA modérée ou sévère en peu de temps, l’ABC-DS peut faciliter l’ajustement du régime médicamenteux du patient à chaque stade de la maladie. En outre, les changements dans les symptômes et l’efficacité des médicaments peuvent être observés par les scores ABC-DS totaux et par domaine. Les prestataires de soins de santé peuvent obtenir des informations détaillées sur les symptômes des patients en observant l’évolution des scores par domaine. L’observation des changements dans les scores par domaine peut aider les prestataires de soins de santé à traiter non seulement la fonction cognitive et les AVQ mais aussi les SCPD, ainsi qu’à donner des informations détaillées aux soignants.

La plupart des échelles d’évaluation standard de la démence actuellement utilisées ne sont évaluées qu’en termes de score total (c’est-à-dire une simple somme). Lorsque l’analyse factorielle soutient une solution à un facteur pour une échelle, et que ses valeurs de fiabilité Cronbach α et ω sont très proches de 1,0, il peut être juste de la considérer comme unidimensionnelle et d’utiliser le score total pour mesurer ce seul trait. Cependant, lorsque l’analyse factorielle démontre la validité du regroupement des éléments de la question en plusieurs domaines, ces domaines doivent être considérés comme représentant des qualités différentes. Représenter différentes qualités à l’aide d’un seul score total peut être mathématiquement inapproprié. La plupart des échelles d’évaluation standard utilisées aujourd’hui dans la pratique clinique adoptent la position du facteur unique. Dans certains cas, cependant, les chercheurs n’ont même pas effectué d’analyse factorielle lors du développement de leur instrument.

La présente étude présente certaines limites et des défis futurs. Tout d’abord, parce que l’ABC-DS a été développé pour les Japonais, un réexamen de sa fiabilité et de sa validité sera nécessaire lors de son adaptation à des zones ayant des contextes culturels différents. En particulier, il est nécessaire d’étudier si les mêmes illustrations peuvent être utilisées comme points d’ancrage dans des régions présentant des situations culturelles différentes. Deuxièmement, l’ABC-DS a été développé pour les patients atteints de la maladie d’Alzheimer, et sa validité pour l’évaluation d’autres types de démence n’a pas été évaluée. Troisièmement, cette étude n’a pas recruté de participants cognitivement normaux, car l’ABC-DS a été développé pour être utilisé sur des patients nécessitant un traitement. Nous n’avons pas évalué la possibilité de discrimination entre les sujets normaux et les sujets MCI ou les sujets normaux et les sujets AD. Quatrièmement, cette étude n’a pas examiné les situations dans lesquelles le soignant interrogé change entre les points d’observation (par exemple, le conjoint d’un patient interrogé lors de la première évaluation, et son enfant interrogé lors de la suivante). Cinquièmement, étant donné que de nouveaux tests adaptatifs informatisés des capacités cognitives, tels que le NIH Toolbox, ont été développés récemment, nous souhaitons comparer l’ABC-DS avec ces nouvelles échelles à l’avenir. Enfin, la réactivité de l’ABC-DS au traitement médicamenteux devrait également être examinée, étant donné que la réactivité du ROSA au traitement médicamenteux a déjà été étudiée.

En conclusion, malgré ces limites, l’ABC-DS est efficace pour évaluer les symptômes et la sévérité de la MA au fil du temps. Les évaluateurs peuvent calculer rapidement le score et l’utiliser pour faciliter la prise de décision concernant le début des traitements ou la modification des prescriptions.

Remerciements

Nous remercions M. Hiromi Tsukada pour la préparation des ensembles de données et la réalisation d’une partie des analyses, ainsi que M. Motohiro Sakamine pour sa contribution substantielle en tant que chef de projet. Nous remercions également le Pr Masanori Fukushima pour avoir revu le manuscrit.

Les médecins suivants du groupe d’étude ABC Dementia Scale ont fourni les données : Dr Toshiyuki Watabe (Clinique Watabe), Dr Akinori Ueki (Clinique de démence et de psychiatrie gériatrique Ueki), Dr Hideki Yamamoto (Clinique Honmachi), Dr Kitamura Yuri (Clinique Nanohana), Dr Naruhiko Maki (HOSPITAL MAKI), Dr Nobuya Kawabata (Shinwakai, Hôpital Yachiyo), Dr Hirotake Uchikado (Clinique Shonan Inaho), Dr. Naoto Kobayashi (Clinique de la rue Azuma), Dr. Chika Nishimura (Clinique Kurumi), Dr. Chiaki Kudoh (Clinique de neurochirurgie et de neurologie KUDOH CHIAKI), Dr. Tomotake Otsuka (Hôpital Nishikagawa), Dr. Masashi Takita (Clinique psychiatrique de la mémoire Takita), Dr. Kazuyoshi Harada (CLINIQUE HARADA), Dr. Yumi Umeda-Kameyama (Hôpital municipal de Taito), Dr. Takashi Ueda (Medical Corporation Koujinkai, Clinique neurochirurgicale Ueda), Prof. associé Norifumi Tsuno (Hôpital universitaire de Kagawa), Dr. Mitsuhiro Tsujihata (Hôpital Kita de Nagasaki), Dr. Kiyoshi Fujita (Hôpital Okehazama, Centre de soins Fujita Kokoro), Dr. Aoi Yoshiiwa (Hôpital Takada Chuo), le Dr Masato Yamashita (Clinique Yamashita, neurochirurgie et réadaptation) et le Pr Masahiro Akishita (Hôpital de l’Université de Tokyo).

La présente étude est une étude d’initiative universitaire financée par une subvention indépendante de Daiichi Sankyo Co, Ltd. La société n’a joué aucun rôle dans la conception de l’étude, la collecte des données, les analyses statistiques ou la rédaction du manuscrit.

Nous tenons à remercier Editage (www.editage.jp) pour la révision de la langue anglaise.

Déclaration d’éthique

L’étude a été menée conformément à la Déclaration d’Helsinki, après l’approbation du comité d’éthique de la faculté de médecine de l’Université de Kagawa. Le consentement éclairé a été obtenu par écrit de chaque patient ou de son tuteur légal, ainsi que de son soignant, avant la participation. La recherche a été menée par les directives éthiques du ministère japonais de la Santé, du Travail et du Bien-être pour la recherche médicale impliquant des sujets humains.

Déclaration de divulgation

Contacts de l’auteur

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