Analyse de validité de critère concomitante

Le tableau suivant (Tableau 34) présente les résultats de l’analyse de validité de critère entre les questions alimentaires du questionnaire Habitudes de vie et la moyenne des trois à quatre journaux alimentaires remplis dans les six mois qui précédaient le questionnaire. Au total, les journaux alimentaires de 21 participantes du groupe intervention ont été relevés comme étant conformes pour cette analyse. Les variables mises en évidence avec la trame orangée sont celles qui présentent un biais de désaccord cliniquement et statistiquement significatif.

Tableau 34

Comparaison du questionnaire Habitudes de vie aux journaux alimentaires (n = 21)

Unité de mesure Biais de désaccord (différence moyenne) Variabilité de la mesure du biais (IC 95 %) Signification clinique Valeur p†

Jus Portion1_{/jr -0,02 -0,77 à +0,73 non 0,792}

Fruits Portion/jr -0,94 -2,81 à +0,94 oui <0,001

Légumes Portion/jr -0,40 -1,54 à +0,75 oui 0,006

Grains entiers Portion/jr -0,80 -3,21 à +1,62 oui 0,008

Lait Portion/jr -0,48 -1,57 à +0,61 oui 0,001

Boisson de

soya Portion/jr -0,02 -0,23 à +0,18 non 0,309

Yogourt Portion/jr -0,24 -0,97 à +0,49 oui 0,008

Prise d’un déjeuner Ratio de prise du déjeuner/jr -0,03 -0,18 à +0,21 non 0,231 Boissons gazeuses diètes Cons./jr -0,04 -0,48 à +0,39 non 0,377 Boissons gazeuses régulières Cons./jr -0,11 -0,60 à +0,36 non 0,043 Restaurants Ratio de sorties au restaurant/jr -0,12 -0,43 à +0,18 non 0,002

Alcool Cons./jr -0,03 -0,39 à +0,32 non 0,024

*p < 0,05.

†_{Valeur p obtenue avec le test T de Student pairé.}

Il est possible de constater que le questionnaire surestime, selon la différence moyenne, la mesure de consommation pour les fruits, légumes, produits céréaliers de grains entiers, lait et yogourt par rapport aux réponses du journal alimentaire.

Pour chaque variable alimentaire qui présente un biais de désagrément significatif, tant sur le plan statistique que clinique, un graphique Bland-Altman a été réalisé afin de permettre l’inspection visuelle du biais. Pour vérifier si les points tendent à former une droite de régression, une analyse de régression linéaire avec la moyenne des deux mesures comme variable indépendante et la différence des deux mesures (journaux alimentaires – questionnaire) comme variable dépendante a été effectuée. Une valeur p < 0,05 indique que les points suivent une droite avec un bon ajustement pour une régression linéaire. Les lignes

horizontales représentent : la différence moyenne (ligne du centre), l’intervalle de confiance supérieur à 95% (ligne du haut) et l’intervalle de confiance inférieur à 95 % (ligne du bas).

Figure 8

Graphique de Bland-Altman pour la variable « Fruits » (n = 21, p = 0,005)

Pour la variable de consommation de fruits (Figure 8), plus la mesure moyenne augmente, plus le journal alimentaire sous-estime la consommation par rapport au questionnaire, avec une valeur p pour une tendance linéaire des points significative. Il y a un biais de désaccord entre les deux outils pour la mesure de la consommation de fruits (p < 0,001 du Tableau 34), mais pas systématique puisque les points suivent une tendance linéaire. De plus, les intervalles de confiance sont assez larges, ce qui témoigne de la variabilité autour de l’estimation de la mesure du biais.

Figure 9

Graphique de Bland-Altman pour la variable « Légumes » (n = 21, p = 0,948)

Dans le cas de la variable de consommation de légumes (Figure 9), le biais de désaccord ne suit pas une tendance linéaire : que la mesure moyenne soit petite ou grande, les points varient entre -1,5 et +0,5. Il y a un biais de désaccord significatif pour cette variable (p = 0,006 du Tableau 34), mais non systématique.

Figure 10

Graphique de Bland-Altman pour la variable « Grains entiers » (n = 21, p = 0,083)

Pour la variable de consommation de grains entiers (Figure 10), la différence de mesure ne semble pas associée à la mesure moyenne d’après la valeur p pour la relation linéaire de 0,083. Le biais de désaccord est significatif (p = 0,008 du Tableau 34) et systématique, puisque la plupart des points se situent en-dessous de 0. Par ailleurs, les intervalles de confiance sont larges, ce qui indique une variabilité importante autour de l’estimation du biais.

Figure 11

Graphique de Bland-Altman pour la variable « Lait » (n = 21, valeur p = 0,014)

De même, ce graphique (Figure 11) permet de constater que les points présentent une relation linéaire pour la variable de consommation de lait (p = 0,014). Par rapport au journal alimentaire, plus la mesure de lait augmente, plus le questionnaire surestime la consommation. Le biais de désaccord pour cette variable est significatif (p = 0,001 du

Tableau 34), mais pas systématique étant donné la présence d’une relation linéaire des

Figure 12

Graphique de Bland-Altman pour la variable « Yogourt » (n = 21, valeur p = 0,109)

Comme le montre la Figure 12 portant sur la variable de consommation de yogourt, les points ne présentent pas tout à fait une droite de régression (p = 0,109). Certains points demeurent près de zéro, signifiant ainsi l’absence de désagrément entre les deux outils de mesure. Les autres points indiquent que plus la mesure moyenne augmente, plus la différence entre les deux outils augmente. Le biais de désaccord est important (p = 0,008 du Tableau

34), mais pas systématique à l’inspection de ce nuage de points. Les intervalles de confiance

pour cette variable sont étroits, ce qui indique qu’il y a une variabilité plus petite autour de l’estimation du biais.

D’après ces résultats, il est possible d’affirmer que le questionnaire Habitudes de vie présente une faible validité de critère concomitante pour les variables « fruits », « légumes », « grains entiers », « lait » et « yogourt » par rapport à un journal alimentaire. Puisque le questionnaire surestime la consommation de ces aliments, l’index de qualité alimentaire mHEI est lui aussi surestimé par rapport aux habitudes alimentaires réelles des participantes (mesurées par un journal alimentaire). Cela signifie que l’association entre le mHEI et la

survenue d’une grossesse est probablement plus faible dans des conditions réelles. Les autres variables alimentaires du questionnaire présentent une erreur de mesure plutôt aléatoire lorsqu’on les compare au journal alimentaire, ce qui est moins problématique. La deuxième partie pour cet objectif de recherche comprend les résultats de l’analyse de stabilité temporelle du questionnaire Habitudes de vie.