Cette étude avait comme objectif de procéder à l’adaptation culturelle de l’EHFScB-9 pour le contexte francophone ainsi que d’effectuer l’évaluation de la fidélité et de la validité de la version franco-canadienne auprès de 194 patients atteints d’IC.
Les résultats obtenus dans le cadre de cette étude suggèrent que la version franco-canadienne, comparativement à d’autres versions proposées, affiche une performance psychométrique adéquate qui permet de croire que son utilisation est tout indiquée dans le contexte franco-canadien en prenant en considération certaines restrictions de l’outil.
D’abord, il faut souligner que cette étude a suivi des règles spécifiques et rigoureuses pour réaliser le processus d'adaptation culturelle (Beaton et al., 2000), ce qui a permis d’obtenir un outil qui se rapproche d’autant plus de l’outil original. Peu de changements ont dû être effectués par les juges étant donné la simplicité des énoncés. De façon générale, ce qui a pu être constaté à l’étape des prétests est que les sujets ont bien compris et interprété les différents énoncés de l’échelle, mais des changements mineurs ont tout de même été apportés afin que celle-ci soit mieux adaptée à la population franco-canadienne. De plus, des ajustements ont été faits à la suite des commentaires d’une spécialiste en outils de mesure afin d’augmenter la justesse des réponses obtenues par les patients. La modification de la disposition des réponses à chaque item, en les individualisant, c’est-à-dire en assignant un chiffre à une description correspondante, par exemple (1 = Je suis entièrement en accord, 2 = Je suis partiellement en accord, etc.).
Cependant, il a été constaté que l’échelle de réponses (1 = Je suis entièrement d’accord à 5 = Je ne suis pas d’accord du tout) s’avérait difficile à comprendre par les patients. Ces derniers pensaient qu’avec ce type d’échelle, ils devaient simplement signaler s’ils étaient d’accord ou non avec le fait de pratiquer ces comportements d’auto-soins, alors que la réponse recherchée concernait plutôt la fréquence avec laquelle le patient pratiquait chaque comportement. Il est connu que l’échelle de réponse de type Likert engendre des difficultés de compréhension chez les patients (Feijό et al., 2012). La modification de l'échelle de réponse de type Likert par une échelle de fréquence a été le changement le plus signifiant dicté par les prétests.
Comme le changement d’échelle de réponse allait engendrer d’importantes restrictions dans la comparaison des données au niveau international, dans la mesure où les autres questionnaires utilisent l’échelle Likert de réponse, les chercheurs et l’auteure de l’outil original se sont entendus sur la nécessité d’établir les preuves de fidélité et de validité à l’aide des deux formats de réponse : l’échelle Likert et la nouvelle échelle de fréquence.
Cette décision a mené à une évaluation unique de l’EHFScB-9, car aucune étude n‘avait adopté ce procédé auparavant. L’idée était de vérifier si l’adoption d’un format de réponse qui semblait être mieux compris par le patient aurait également un impact sur la performance psychométrique du questionnaire. On peut affirmer, sans contredit, que l’aspect le plus pertinent dans l’étape de l’adaptation culturelle a été la proposition d’une échelle alternative de réponse.
En ce qui concerne la fidélité de l’EHFScB-9, les deux versions franco-canadiennes ont montré des évidences de stabilité temporelle et de cohérence interne. Les deux versions franco-canadiennes ont démontré de bonnes évidences de stabilité temporelle, surtout en ce qui concerne le score total. Les deux versions de l’outil ont présenté des coefficients de corrélation intraclasse supérieures à 0,70 (Peterson, 1994), ce qui reproduisait le résultat d’une étude antérieure (Köberich et al., 2013). D’autres études ont également obtenu des résultats similaires, mais en utilisant l’échelle à 12 items (Shuldman et al., 2007; Jaarsma et al., 2003). En fait, cela permet de confirmer que les deux versions de l’échelle demeurent stables dans le temps, c’est-à-dire qu’elles reproduisent les mêmes résultats dans les mêmes circonstances et dans la même période de temps. Il faut noter également que l’échelle modifiée a démontré une légère supériorité en comparaison à l’échelle originale (ICC : 0,884 et 0,779).
Par contre, des limites ont été observées dans l’analyse des items de façon isolée. L’item 8 n’a pas été considéré dans cette analyse étant donné le manque de variabilité dans les réponses, c’est-à-dire que tous les patients ont répondu (1) au test et au retest, et ceci dans les deux échelles. L’item 8 renvoie à la prise de médicaments comme prescrits. L’effet de plafond observé peut s’expliquer par la désirabilité sociale, par le besoin clinique (le patient prend réellement sa médication, car il en a besoin pour éviter la décompensation) ou encore par la conception erronée du patient quant à sa prise de médicaments (le patient pense qu’il prend de façon adéquate sa médication malgré le fait qu’il oublie des doses ou les prend à des moments différents) (Haynes & McDonald, 2002; Osterberg & Blaschke, 2005). Il est important de mentionner que l’adhésion aux médicaments est une mesure très complexe et matière à plusieurs études. Köberich et al. (2012) ont observé le même genre de résultats lorsque les réponses manquaient de variabilité. Pour l’item 8, 92,7 % des sujets ont répondu « 1 ». Il est donc possible qu’une seule question ne soit pas capable de saisir adéquatement un comportement.
Pour les autres items, les coefficients Kappa ont varié de 0,31 à 0,68 pour l’échelle originale, seuls quatre items (2, 5, 6, 7) présentaient un coefficient plus petit que 0,50. Pour l’échelle modifiée, seulement deux items (5,7) avaient des coefficients Kappa plus petit que 0,50. Par contre l’item 7 a montré un coefficient Kappa négatif. Malgré ce coefficient négatif, on observe une moyenne très proche de l’item entre le test-retest, et dans la distribution de réponses aux items, on peut montrer que la discordance entre le test et retest a été plutôt due
71 aux patients qui avaient répondu 2 (souvent) au test, mais 1 (toujours) au retest, ce qui dénote quand même une cohérence entre les réponses du même individu à travers le temps. Ainsi, encore une fois, malgré le pauvre coefficient, l’échelle modifiée semble afficher une performance légèrement supérieure à celle de l’échelle originale.
Des évidences satisfaisantes de cohérence interne ont été démontrées lors de l’analyse. Le coefficient alpha de Cronbach avoisinait 0,70 pour les deux versions, ce qui est comparable avec celui rapporté dans les autres études. La majorité de ces dernières ayant fait l’adaptation culturelle de l’EHFScB démontrent une cohérence interne modérée de toute l’échelle (incluant dans ce cas-ci les échelles à 9 et à 12 items). L’alpha de Cronbach s’étend de 0,66 à 0,82 (Baydemir et al., 2013; Kato et al., 2008; Köberich et al., 2013; Lambrinou et al., 2014; Lee et al., 2013; Pulignano et al., 2010; Shuldham et al., 2007). Jaarsma et al. (2009) mentionnent que la cohérence interne de l’EHFScB-9 (alpha de Cronbach = 0,80) est plus grande et plus satisfaisante que celle de l’EHFScB-12 (alpha de Cronbach = 0,77).
L’unique item abandonné qui entrainait une augmentation du coefficient alpha de Cronbach est l’item 9 (pratique d’activité physique), ce qui, combiné à sa faible corrélation item-total, semble suggérer qu’il compromet la cohérence interne de l’outil. Le même phénomène a été observé par Köberich et al.(2013) qui ont aussi obtenu une augmentation du coefficient alpha de Cronbach, en supprimant l’item 9. Cela pourrait s’expliquer par le fait que cet item ne reflète pas des auto-soins spécifiques à l’IC (Köberich et al., 2013), mais un comportement de santé pouvant s’appliquer à d’autres maladies chroniques, telles que le diabète. Cependant, en considérant que la pratique d’activité physique est un des comportements importants dans les auto-soins dans le contexte d’IC, il devient difficile de suggérer de l’enlever de l’échelle.
Pour poursuivre l’évaluation de la validité, l’AFC a testé la proposition des 3 facteurs soumis par Vellone et al. (2014) qui apportent une nouvelle perspective utilisant une structure factorielle similaire à celle utilisée avec l’outil SCHFI (Riegel et al., 2004) : l’observance basée sur l’autonomie, l’observance basée sur les soignants. Ils ont testé comme troisième facteur une hypothèse préalablement identifiée dans d’autres études, soit les comportements de consultation (EHFScB). Ces trois facteurs sont responsables de 53,4 % de la variance de l’outil. Aucune autre étude n’a évalué la structure factorielle présentée par Vellone et al. (2014), d’où l’intérêt d’avoir procédé à son analyse. Les résultats n’ont pas été soutenus. Cela peut s’expliquer par le fait qu’il y a peu de variabilité dans les réponses fournies pour les items 7 et 8. Ces deux comportements de santé sont complexes. L’item 7 représente la diète faible en sel. La consommation de sel est complexe puisqu’elle implique différents comportements alimentaires tels que l’ajout de sel dans la préparation des aliments, la consommation d’aliments riches en sodium ainsi que les aliments naturellement riches en sodium. Le patient n’a pas une idée franche de la quantité de sel qu’il consomme réellement dans son quotidien. De plus, certains patients pensent
à tort que leur consommation est adéquate. Ce qui revient à dire qu’il s’agit d’un comportement difficilement évaluable en une simple question. Quant à la prise de médicaments (item 8), elle est tout aussi difficile à mesurer, car les patients consomment des médicaments appartenant à deux ou à trois classes différentes et doivent prendre plusieurs doses à divers moments de la journée, ce qui représente une grande quantité de médicaments sur une base quotidienne. Alors, comme mentionné précédemment, quelques facteurs peuvent expliquer l’effet de plafond. Donc, les études évaluant la prise de médicaments vérifient de nombreux critères afin de bien évaluer l'adhésion, toutefois, jusqu’à ce jour, aucune mesure idéale ne permet de bien évaluer ce comportement.
Étant donné que l’analyse confirmatoire n’a pas confirmé la structure proposée par Vellonne et al. (2014), une analyse exploratoire a été menée et deux facteurs sont ressortis pour les deux versions de l’échelle. Le facteur 1 était sensiblement le même pour les deux versions en regroupant les comportements de consultation (items 2, 3, 4, 6). Le facteur 2 a été composé par les items 1, 5, 7 dans l’échelle originale et par les items 1, 5, 9 dans l’échelle modifiée. La dimension comportements de consultation semble être la dimension la plus stable dans toutes les études qui ont fait des analyses factorielles exploratoires (Baydemir et al.2013; Köberich et al. 2013). Jaarsma et al. (2009) ont présenté dans leur analyse factorielle pour l’échelle réduite (9 items) une solution à 1 facteur : l’échelle entière; et une autre à 2 facteurs : comportements de consultation et adhésion aux recommandations. Les auteurs suggèrent d’utiliser le score total de l’EHFScB-9 autant que la sous- échelle comportements de consultation puisqu’une faible corrélation est présente avec les items du facteur adhésion aux prescriptions. Il en est de même pour la version allemande de l’EHFScB-9, où l’analyse a révélé que 3 facteurs expliquaient 62,6 % de la variance. Toutefois, seulement un facteur (demander de l'aide), se distingue de l'échelle (Köberich et al. 2013). Lambrinou et al. (2014) ont testé le modèle à 1 facteur : l’échelle entière; et celui à 2 facteurs : l’adhésion aux recommandations et les comportements de consultation proposés par Jaarsma et al. (2009). Les résultats étaient acceptables, mais pas pour tous les critères. La version grecque de l’EHFScB-9 était mieux soutenue par le modèle à 1 facteur, donc par l’utilisation de l’échelle entière. Aussi, Lee et al. (2014) ont également procédé à une analyse confirmatoire de l’EHFScB-9 et de la sous-échelle des comportements de consultation. Les résultats sont acceptables, mais selon ces chercheurs, ils pourraient être améliorés pour cette population précise.
De plus, à la suite des résultats obtenus lors de l’analyse factorielle exploratoire, des liens peuvent être faits avec le cadre théorique utilisé. Cette théorie, plus précisément la Middle-Range Theory of Self-Care of Chronic Illness, s’applique en recherche. Elle a fourni une structure permettant de concentrer les efforts de la recherche. Les auteurs suggèrent qu’elle peut servir, entre autres, à la mesure des auto-soins en lien avec les maladies chroniques. L’outil permet de poser un diagnostic des auto-soins et de savoir si le patient les pratique ou non
73 ci font référence à une évaluation et à l’action prise à la suite des changements physiques et émotionnels vécus par le patient. Il est à noter que les auto-soins de gestion peuvent inclure la possibilité de contacter un professionnel de la santé. Cela met de l’avant les processus sous-jacents aux auto-soins dont la prise de décision et la réflexion. Le facteur comportements de consultation se dégage de l’EHFScB-9, et ce, dans plusieurs études. Les items 2, 3, 4 et 6 qui composent ce facteur (sous-échelle) impliquent tous une prise de décision de la part du patient. Alors, cette théorie permet de transférer les données recueillies vers la pratique. En fait, avec les résultats obtenus, l’échelle entière peut être utilisée, tout comme la sous-échelle des comportements de consultation. Cependant, les preuves de validité que nous avons choisies ne permettent pas de récupérer les énoncés ou les prémisses de la théorie, car il s’agit d’une étude de validation, ce qui engendre certaines limitations. Toutefois, en ayant les mesures, d’autres études pourront être réalisées afin de valider cette fois-ci les différentes prémisses de la théorie : 1) des différences existent entre les auto-soins et les auto- soins spécifiques aux maladies, 2) la prise de décision requiert différentes habiletés dont la capacité d'attention et de penser, la capacité suffisante pour travailler la mémoire ainsi que la capacité de comprendre et de gérer l'information; 3) les auto-soins chez les patients qui ont plusieurs comorbidités s'avèrent plus conflictuels si celles-ci sont prises séparément.
La validité convergente a été évaluée par des tests d’hypothèses dans la mesure où aucun instrument ne peut être considéré comme mesure étalon d’auto-soins. En examinant les études ayant évalué la validité de l’EHFScB selon le test d’hypothèses, la présente étude apporte une contribution unique. À l’exception du concept de qualité de vie, aussi utilisé dans d’autres études (Köberich et al. 2013; Lambrinou et al., 2014; Lee et al., 2013), d’autres mesures censées être associées aux auto-soins ont été utilisées : activité physique, qualité nutritionnelle, habitudes de vie et facteurs en lien avec l’adhésion à la prise de médicaments. Les hypothèses étaient que les patients qui pratiquent davantage leurs auto-soins prennent de façon adéquate leur médication, pratiquent plus d’activité physique, ont une meilleure alimentation et de meilleures habitudes de vie. Toutes les hypothèses ont été soutenues. Pour l’échelle originale et pour la version modifiée, des associations faibles et modérées ont été observées. Les résultats ont été légèrement supérieurs pour l’échelle modifiée. De plus, nous avons testé la corrélation entre la sous-échelle comportements de consultation et nos autres hypothèses. Cela a démontré une association modérée, surtout avec l’échelle modifiée. Lee et al. (2014) ont également vérifié l’association avec la sous-échelle comportements de consultation ainsi qu’avec deux sous-échelles du SCHFI : celle de maintien et celle de gestion. Ils ont aussi obtenu une corrélation de modérée à forte. Certaines études, comme celle de Lee et al. (2014), ont utilisé le SCHFI pour évaluer la validité, cependant ce questionnaire ne mesure pas les mêmes construits que l’EHFScB, ce qui ne permet pas d’évaluer adéquatement la validité de l’outil (Cameron et al., 2009).
La validité divergente de la version franco-canadienne de l’EHFScB-9 a été confirmée en examinant l’association entre l’EHFScB-9 et la qualité de vie spécifique (MLHFQ) et générique (SF-12). Comme attendu, aucune corrélation n’a été observée entre l’EHFScB-9 et les questionnaires portant sur la qualité de vie, ce qui indique que les auto-soins sont des construits différents de celui de la qualité de vie. Des résultats similaires ont déjà été rapportés dans les études ayant utilisé les mêmes questionnaires (Baydemir et al., 2013; Kato et al., 2008; Lambrinou et al., 2014; Lee et al., 2013; Pulignano et al., 2004; Shuldham et al., 2007). Il en est de même pour une étude de Köberich et al. (2013) qui a utilisé un questionnaire de qualité de vie différent, spécifique à l’insuffisance cardiaque, soit le KCCQ. Il faut noter qu’aucune autre étude n’a vérifié la corrélation entre l’EHFScB-9 et le SF-12. Le lien entre les auto-soins et la qualité de vie est ambigu. En fait, le rapport entre les deux diverge selon les études. Barnason, Zimmerman, & Young (2012) relatent dans leur révision intégrative que la qualité de vie s’améliore dans la majorité des cas à la suite des auto-soins. Toutefois, dans les autres études, aucun changement par rapport à la qualité de vie n’a été rapporté lors de la pratique des auto-soins. Il en est de même pour Dickson et al. (2014) qui ne notent aucune amélioration de la qualité de vie à la suite d’une intervention visant à augmenter la pratique des auto-soins. Une étude présente même deux antipodes sur la qualité de vie. D’une part, une amélioration dans la pratique des auto-soins est associée à une meilleure qualité de vie perçue. D’autre part, une meilleure pratique des auto-soins n’est pas associée à une meilleure qualité de vie. Cela pourrait s’expliquer par le fait que la présence des symptômes d’IC conduit les individus à des auto- soins de gestion, ce qui peut entraîner une perte de motivation à s’engager et, par le fait même, une moins bonne qualité de vie (Lee, Mudd, Hiatt, Gelow, Chien, & Riegel, 2014). De plus, Dickson et al. (2014) expliquent que les auto-soins quotidiens, tels que la surveillance des symptômes et le suivi d’une diète particulière, étaient pénibles pour certains patients. Aussi, aucune étude ne relate l’utilisation du questionnaire de qualité de vie générale (SF-12) pour l’évaluation de la validité discriminante. Les corrélations diffèrent de celles obtenues avec le MLHFQ, Les réponses peuvent varier de celles du MLHFQ, car il s’agit d’un questionnaire général sur la qualité de vie qui ne cible pas bien ce que les patients insuffisants cardiaques peuvent ressentir. L’échelle EHFScB-9 est donc valide pour la population franco-canadienne. Cependant la version modifiée démontre de meilleurs résultats
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Conclusion
Les résultats obtenus dans la présente étude révèlent que la version franco-canadienne de l’EHFScB-9 a démontré des évidences satisfaisantes de fidélité et de validité, permettant ainsi sa recommandation auprès de la population franco-canadienne atteint d’insuffisance cardiaque. En plus, deux versions franco-canadiennes ont été générées, en ce qui concerne leur possibilité de choix de réponse. Les deux ayant une performance psychométrique comparables. Le choix de l’une ou l’autre des versions doit être considérer quant à la finalité de son utilisation. L’échelle de type Likert (originale) devra être utilisée pour comparer les résultats à l’international. La performance de la version modifiée semble légèrement meilleure, ce qui devra être considérée pour l’utilisation future de l’EHFScB-9 dans le contexte franco-canadien. Celui-ci offre donc un outil simple et rapide aux infirmières pour évaluer la pratique des auto-soins.
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Bibliographie
Acquadro, C., Conway, K., Girourdet, C., & Mear, I. (2004). Linguistic validation for patient-reported outcomes (PRO),
Instruments. Lyon: C. MAPI Research Trust.
Agence de la santé publique du Canada [ASPC]. (2015). 2009, Suivi des maladies du cœur et des accidents vasculaires cérébraux au Canada [pdf]. Récupéré à http://www.phac-aspc.gc.ca/publicat/2009/cvd-avc/pdf/cvd-avs-2009-fra.pdf Ajzen, I., & Fishbein, M. (2005). The influences of attitudes on behavior.New-Jersey: Erlbaum
Alexandre N. M. C., & Coluci, M. Z. O. (2011). Content validity in the development and adaptation processes of measurement instruments. Cien Saude Colet, 16(7), 3061-3068. doi : 10.1590 /S1413-81232011000800006
Artinian, N., Magnan, M., Sloan, M., & Lange, M. (2002). Self-care behaviors among patients with heart failure. Heart &
Lung, 31(3), 161-172. doi: 10.1067/mhl.2002.123672
Bailey, R. L., Miller, P. E., Mitchell, D. C., Hartman, T. J., Lawrence, F. R., Sempos, C. T., & Smiciklas-Wright, H. (2009). Dietary screening tool identifies nutritional risk in older adults. The American Journal of Clinical Nutrition, 90(1), 177-183. doi: 10.3945/ajcn.2008.27268
Baker, D. W., Brown, J., Chan, K. S., Dracup, K. A., & Keeler, E. B. (2005). A telephone survey to measure communication, education, self-management, and health status for patients with heart failure: the improving chronic illness care evaluation (ICICE), Journal of Cardiac Failure, 11(1), 36-42. doi: 10.1016/j.cardfail.2004.05.003
Barlow, J., Wright, C., Sheasby, J., Turner, A., & Hainsworth, J. (2002). Self-management approaches for people with chronic conditions: a review. Patient Education and Counseling, 48(2), 177-187. doi: 10.1016/S0738-3991(02)00032-0 Barnason, S., Zimmerman, L., & Young, L. (2012). An integrative review of interventions promoting self-care of patients with heart failure. Journal of Clinical Nursing, 21(3-4), 448-475. doi:10.1111/j.13652702.2011.03907.x
Baydemir, C., Özdamar, K., & Ünahr, A. (2013). Validity of the Turkish version of the European Heart Failure Self-care