Analyse du FaCE

6.4.1. Hiérarchisation des réponses aux items

La hiérarchisation des réponses aux items suite à l’analyse de la carte de répartition des sujets en relation aux différents items est présentée à la Figure 9. L’axe vertical à gauche présente les unités Logit qui réfèrent au positionnement de chaque item. La lettre « M » à gauche de l’axe désigne la moyenne de mesure de la capacité des personnes, celle de droite désigne la moyenne des mesures de la probabilité de réussite des items. Les lettres « S » situent un écart-type de la moyenne et les lettres « T » deux écarts-types de la moyenne. À gauche de l’axe central se trouvent les sujets, chacun identifié par leur numéro de participant. À droite la hiérarchisation des items identifiés par leur libellé. Les items sont localisés selon une difficulté théorique logique. La carte des items-personnes présente les items échelonnés du mieux réussi ou le plus facile en bas de l’axe central au moins bien réussi ou le plus difficile en haut de l’axe. Il faut noter que la moyenne de la valeur des items en Logit (probabilité de réussite) se situe à une valeur égale à 0 (Logit 0) qui est très proche de la moyenne de mesure de la capacité des personnes. Les items relatifs au fait de nommer les fruits et légumes, par exemple, sont ordonnés de bas en haut de 16 fruits et légumes au niveau Logit -1,54 jusqu’au Logit +4,96 qui correspond à nommer 30 fruits et légumes et plus. Il en est de même pour la répétition des 7 mots évaluant la mémoire immédiate ou encore le rappel de ces mots pour l’évaluation du rappel différé. La mesure Logit s’entend de + 4,96 Logit en haut qui correspond aux items les moins bien réussis, donc les plus difficiles (« se rappeler de tous les mots » et « nommer 30 fruits et légumes et plus »), à -4,07 Logit qui correspond à l’item le mieux réussi et donc le plus facile (« Répéter au moins 3 mots à la deuxième tentative »). « Réussir à nommer au moins 20 fruits et légumes » se trouve proche de la moyenne des mesures de la probabilité de réussite (Logit 0,49). La valeur Logit exacte de chaque item est présentée au tableau 5.

Il n’y a pas d’effet plafond désigné par le fait que 3 items (« réussir à se rappeler de tous les mots », « nommer 30 fruits et légumes ou plus » et « réussir à répéter tous les mots ») se trouvent localisés plus haut que le sujet le plus capable (sujet 148). De plus, il ne semble pas y avoir de niveau intermédiaire manquant à part dans le haut de la carte où 2 sujets (sujets 8 et 113) ne sont localisés en face d’aucun item, Cependant, il est possible de se référer aux mesures supérieures ou inférieures non éloignées. Les moyennes de réponses correctes et de mesure sont espacées d’environ une demi-unité Logit. Les mesures Logit des items démontrent que seulement deux redondances composées de deux items sont présentes pour 2 mesures (4,96 Logit : « se rappeler de tous les mots » et « nommer 30 fruits et légumes et plus »; -0,16 Logit : « effectuer 5 soustractions consécutives correctes » et « se rappeler d’au moins 4 mots »).

La carte des mesures empiriques des items (annexe 3), présente l’ordre des réponses pour chaque item pris individuellement. Tel que constaté, les réponses correctes (« 1 ») sont toutes à droite et les réponses incorrectes (« 0 ») sont à gauche. Ceci est l’ordre attendu pour que les items correspondent à une notation correctement construite. L’espacement horizontal des items est dans les limites recommandées (3 Logits) pour la très grande majorité d’entre eux82_.

6.4.1.1. Unidimensionnalité

Les CCI de tous les items sont présentées dans l’annexe 5 (de A à C’). Chaque courbe représente un item. L’axe horizontal représente la mesure relative à la difficulté de l’item (en Logit), l’axe vertical représente le score ou la probabilité de réussite de l’item, tel que décrit dans la section « Notions statistiques de la modélisation Rasch ». La courbe rouge est la courbe caractéristique des items attendue dans un modèle parfait. La courbe bleue représente le pattern de l’item. Les courbes grises de chaque côté des courbes représentent les limites de l’intervalle de confiance. Tous les items s’ajustent statistiquement très bien au modèle attendu de la CCI sauf ceux correspondant à une soustraction correcte, à deux soustractions consécutives correctes et au dessin du cube en 3 dimensions qui ne présentent qu’une légère déviation opposée à la courbe de la CCI attendue seulement au niveau des valeurs extrêmes.

Le tableau 4 présente les résultats de l’analyse des variances résiduelles standardisées. La variance du modèle est expliquée à 57,3% (43,3 eigenvalue) par la mesure (la valeur attendue fixée par la modélisation Rasch étant 58,0%). La variance du modèle non expliquée par la mesure est 42,7% ou 31 eigenvalue (la valeur attendue fixée par la modélisation Rasch est 42%). Quatre items (4 eigenvalue) sont identifiés au premier contraste, ils représentent 5,9% de la variance inexpliquée par la mesure. Le deuxième contraste met en évidence 3,5 eigenvalue (4,9% de la variance inexpliquée). Le troisième contraste identifie moins de 2,8 eigenvalue. Les groupements d’items les plus éloignés du modèle identifiés au premier contraste sont le rappel des mots et les soustractions. L’indice de corrélation désatténuée de Pearson entre les groupements situés aux deux pôles est 0,28 et les autres indices de corrélation (entre le groupement d’un des pôles et le reste des items et le groupement du pôle opposé et le reste des items) sont 0,7. Au deuxième contraste, les deux groupements les plus éloignés sont les items relatifs aux soustractions et ceux qui consistent à nommer les fruits et légumes avec l’indice de corrélation désatténuée de Pearson de 0,44 et pour l’indice de corrélation désatténuée de Pearson des items relatifs aux soustractions et le reste des items du questionnaire est 0,47. Il apparaît que les soustractions consécutives forment un groupement d’items qui constitue une dimension autre que celle de la mesure principale du questionnaire. Une réflexion s’impose quant au fait de la considérer une précision de la dimension principale du questionnaire ou au contraire une dimension surajoutée qui altère la qualité du test.

6.4.2. Qualité de la modélisation

6.4.2.1. Vérification de l’ajustement des données aux exigences de la modélisation Rasch

L’annexe 6 présente les combinaisons de réponses des sujets (échec : « 0 », réussite : « 1 ») à chaque item. Il n’est observé aucune mauvaise codification des items. La figure 10 présente les combinaisons d’items différentes de la combinaison attendue du modèle. Quinze combinaisons (9% des sujets) présentent un modèle déterministe (Overfit) et une combinaison (0.6% des sujets) rapporte des erreurs d’inattention et trois (1,82% des sujets) combinaisons rapportent l’influence d’un biais externe ou d’une dimension surajoutée. Huit combinaisons (4,8% des sujets) rapportent l’influence d’une capacité particulière. Certaines d’entre elles pourraient statistiquement traduire une devinette, mais en se basant sur le type d’items qui compose le FaCE, elles sont considérées rapportant une capacité particulière, par exemple, un sujet réussi à se rappeler des 7 mots, mais n’est pas capable de nommer 30 fruits et légumes ou 28 fruits et légumes. La réussite à ces items fait appel à des capacités différentes, le fait d’avoir réussi à se rappeler 7 mots ne peut en aucun cas être considéré une devinette en se basant sur l’échec aux items précédents (par exemple sans se rappeler 6 mots). Ce type de combinaison traduit donc, d’une part, une capacité particulière à se rappeler des mots (rappel différé) et d’autre part, une incapacité à nommer un nombre important de fruits et de légumes (langage et rapidité d’idéation).

6.4.2.2. Résultat de l’analyse des statistiques d’ajustement

6.4.2.2.1.

Le tableau 6 présente les résultats des analyses de corrélation des scores attendus et observés. À gauche, le libellé des items analysés. Les deux premières colonnes sous le titre « Correspondance exacte » présentent les scores observés (OBS%) et attendus (EXP%). Idéalement la différence (en valeur absolue) entre les valeurs de ces deux colonnes (présenté dans la colonne sous le titre « Différence : OBS% - EXP% ») serait nulle ou inférieures à 5%. Les items «Dessin du cube en 3 dimensions », « Répéter au moins 5 mots à la première tentative » et « Nommer au moins 20 fruits et légumes » ont une différence entre les mesures observées et attendues entre 0,051 et 0,061. Les items « TMT-B (1 à 8; A à H) et « effectuer au moins 5 soustractions consécutives » présentent une correspondance altérée de 0,079 entre les scores attendus et les scores observés. Le point de mesure de corrélation confirme cette corrélation inappropriée. Bien que les valeurs soient positives, elles ne correspondent pas aux valeurs attendues par la modélisation.

6.4.2.2.2.

Cette évaluation quantifie l’ajustement des sujets et des items au modèle et l’éloignement des scores des sujets aux items des valeurs attendues. C’est la somme des carrés moyens présentés au tableau 7 sous le titre « Outfit : MNSQ » qui permet l’analyse de ces ajustements. Il n’y a aucune valeur supérieure à 2 (Underfit qui dégrade le modèle). Les items surlignés en jaune présentent une valeur

de carré moyen supérieure à 1,5. Il s’agit des items « Dessin du cube en 3 dimensions » et « Répéter tous les mots à la première tentative ». Les statistiques « ZSTD » de ces items démontrent que le mauvais ajustement du premier item est statistiquement significatif (3,6) (valeurs acceptées : de 2 à -2).

Les six items surlignés en bleu présentent une valeur MNSQ inférieure à 0,5 (Overfit). La statistique ZSTD est dans l’intervalle 2 à -2.

6.4.2.3. Résultats de l’analyse de la qualité psychométrique du FaCE

6.4.2.3.1.

La validité du Questionnaire FaCE sera discutée dans le chapitre suivant.

6.4.2.3.2.

6.4.2.3.2.1. Fiabilité de reproductibilité

La fiabilité de reproductibilité ou encore l’indice de fiabilité test-retest est égal à l’indice de fiabilité des personnes du premier test. La fiabilité de reproductibilité du FaCE est de 86%

6.4.2.3.2.2. Indice de séparation des personnes (« person- séparation-index ») et indice de fiabilité des personnes («person-reliability index »)

L’indice de séparation des personnes est de 2,51, l’indice de fiabilité des personnes est de 86%.

6.4.2.3.2.3. Indice de séparation des items (« person-séparation- item ») et indice de fiabilité de l’item (« item-reliability index »)

L’indice de séparation des items est de 8,75. L’indice de fiabilité des items est de 99%

6.4.2.3.3.

La déviation standard des personnes est égale à 1,57. La plus petite différence mesurable par le FaCE est égale à 2,64 unités.

6.4.2.3.4.

L’âge (supérieur ou inférieur à 65 ans), le sexe, le grade du cancer (I; II,III; IV), le niveau de scolarité (inférieur ou supérieur à 12 ans de scolarité), la radiothérapie (n’ayant jamais reçu de radiothérapie, encours de radiothérapie et en post-radiothérapie) ainsi que les intervenants (4 intervenants différents) ne démontrent aucun fonctionnement différentiel d’item significatif.

La chimiothérapie (n’ayant jamais reçu de chimiothérapie, en cours de chimiothérapie et en post- chimiothérapie) a démontré un fonctionnement différentiel du dessin du cube en trois dimensions. La taille de la différence détectée entre les sujets n’ayant jamais eu de chimiothérapie et ceux en post-

chimiothérapie est de 1,46 Logits avec une probabilité de Mantel-Heanzel de 42%. Les sujets en post-chimiothérapie sont au nombre de 4, l’impact du fonctionnement différentiel de cet item entre ces groupes est estimé à 0,05 Logits en faveur de ceux n’ayant jamais eu de chimiothérapie. La présence de comorbidités cérébro-vasculaires a aussi démontré un fonctionnement différentiel de l’item « nommer au moins 28 fruits et légumes ». La taille de la différence détectée entre les sujets sans comorbidités cérébro-vasculaires et ceux avec au moins une comorbidité cérébro-vasculaire est de 1,57 Logits avec une probabilité de Mantel-Heanzel de 17%. Les sujets avec au moins une comorbidité cérébro-vasculaire sont au nombre de 45, l’impact du fonctionnement différentiel de cet item entre ces groupes est estimé à 0,05 Logits en faveur du groupe avec comorbidités cérébro- vasculaires.

6.5. La conversion du FaCE en échelle de 0 à 100, sa comparaison avec le test