L'évaluation des problèmes psychosociaux chez des personnes ayant des problèmes psychiatriques graves.

Mireille Cyr, Ph.D. Jean Toupin, Ph. D. Département de Psychologie École d'Éducation spécialisée

Université de Montréal Université de Sherbrooke

Alain Lesage, M.D. Centre de recherche

Hôpital Louis-H. Lafontaine

RAPPORT FINAL

Recherche subventionnée par le Conseil québécois de la Recherche Sociale (RS-1378 m88)

• O H

ms cv

Mars 1992

INSPQ - Montréal

3 5567 000 7 3 36

INSTITUT NATIONAL DE SANTÉ PUBLIQUE DU QUÉBEC CENTRE DE DOCUMENTATION

MONTRÉAL

Dépôt légal : 1er trimestre 1992

Bibliothèque nationale du Québec Bibliothèque nationale du Canada

ISBN 2-921486-00-8

Cette recherche a été rendue possible grâce à une subvention du Conseil québécois de la recherche sociale (RS-1378-m88)

REMERCIEMENTS

Nous désirons remercier les directeurs généraux, les chefs du département de psychiatrie, les infirmières-chef et les membres du personnel soignant des centres hospitaliers Louis-H. Lafontaine, St-Luc, Pavillon Albert-Prévost, Centre régional des Laurentides et de Joliette pour leur précieuse collaboration.

Nous remercions également Pierrette Aubert, Lucie Bellerose, Hélène Brouillet, Alain New York, Nadia Chawky, Marie-Andrée Deslandes, Nicole Drapeau, Lucette Godin, Lolita Pennessi, Carole Raymond, Hélène Valce, lan Van Haaster qui ont contribué, par leur travail soigné et assidu, à la réalisation de cette étude.

Nous remercions Christian Léger, Michel Lamoureux pour leurs conseils éclairés concernant les analyses statistiques et les logiciels.

Enfin, nous remercions Claude Valiquette qui a travaillé avec minutie et rigueur à la réalisation des analyses de fidélité et de construction des échelles. La clarté de ses explications sur les procédures suivies et des raisons ayant motivées leur choix, ajoutent non seulement à la clarté du rapport mais à la qualité du travail réalisé.

IV

Table des matières REMERCIEMENTS..... Ill

TABLE DES MATIÈRE IV

DESCRIPTION DU PROJET DE RECHERCHE . 1 OBJECTIFS 3 METHODE 3

Schème expérimental 3 Sujets., . 4

Les patients interviewés 4 Les interviewers 6

Déroulement de l'étude 7 Instruments de mesure 8

STRATEGIES D'ANALYSES STATISTIQUES 8 La fidélité 8

La préconstruction 8 Le coefficient Kappa 9 La corrélation intraclasse 9 Le problème des séquences 10 Le branchement automatique 11 Les catégories résiduelles sans objet propres à un rtem 11 L'intervention des juges 4 et 5 12 Mode de présentation des résultats 12

La construction des échelles du EHVA, EPS, EAS-II, MRC et GNY 12 La validité 14

L'EXAMEN PSYCHIATRIQUE STANDARDISE (EPS) 15 Description de l'instrument de mesure 15 Fidélité ..15 La construction des grandes échelles de l'EPS 22

1.La construction des trois échelles du bloc névrotique.. 22 2.La construction de l'échelle Border à l'aide du bloc névrotique ....24 3.La construction des échelles du bloc psychotique 24

Fidélité test-retest des échelles finales de l'EPS 26 Validité 27

Corrélations entre les patients et le personnel soignant 27 Analyses discriminantes 27 Corrélations convergentes et divergentes avec d'autres échelles 29

Conclusion. 30

L'ÉCHELLE D'ADAPTATION SOCIALE-II (EAS-II) . .32 Description de l'instrument de mesure 32 Fidélité 32 La construction des échelles de l'EAS-ll 35 Fidélité test-retest des échelles finales de l'EAS-ll 41 Validité 41

Corrélations entre les patients et le personnel soignant 41 Analyses discriminantes 42 Corrélations convergentes et divergentes avec d'autres échelles 43

Conclusion 43

L'ÉCHELLE DES HABILETÉS DE VIE AUTONOME (EHVA) 45 Description de l'instrument de mesure 45 Fidélité 46 La construction des échelles du EHVA 50

Méthode A 51 Méthode B .....52 Méthode C 52 Méthode D 53

V

Fidélité tesî-retest des échelles finales de l'EHVA... .....53 Validité 5 4

Corrélations entre les patients et le personnel soignant 54 Analyses discriminantes 54 Corrélations convergentes et divergentes avec d'autres échelles 56

Conclusion .....57

LA GRILLE NEW YORK (GNY) 58 Description de l'instrument de mesure 58 Fidélité 58 La construction de la GNY 62 Validité . 63

Corrélations entre les patients et le personnel soignant 63 Analyses discriminantes 63 Corrélations convergentes et divergentes avec d'autres échelles 66

Conclusion. 67

LA MESURE DU RÉPERTOIRE COMPORTEMENTAL (MRC) 68 Description de l'instrument de mesure. 68 La construction du MRC 71

Échelle d'autonomie fonctionnelle... 72 Échelle d'habiletés interactives ....72 Échelle mésadaptation . 72

Fidélité test-retest des échelles finales du MRC 73 Validité 73

Corrélation entre les patients et le personnel soignant ..........73 Analyses discriminantes 73 Corrélations convergentes et divergentes avec d'autres échelles 75

Conclusion 76

L'INDEX DE LA SÉVÉRITÉ DE LA TOXICOMANIE (1ST) 77 Description de l'instrument de mesure .....77 Fidélité 77 La construction des échelles de NST 79 Validité ..79

Corrélations entre les patients et le personnel soignant 80 Corrélation entre l'IST et les informations des dossiers.... .80 Analyses discriminantes 81

Conclusion 82

QUESTIONNAIRE SUR L'UTILISATION DES SERVICES (QUS) 83 Description de l'instrument de mesure 83 Fidélité 83 La construction du QUS 86 Résultats obtenus avec le QUS ..86

Services reçus, souhaités et degré de satisfaction..... 86 Répartition des services selon les types de clientèle 88 Perception du besoin de service selon les types de clientèles 90

Validité 91

CONCLUSION 93

REFERENCES 95 Appendice 1 ,.99

Tableaux complémentaires de l'EPS 99 Appendice 2 105

Tableaux complémentaires de L'EAS-II 105 Appendice 3 106

Tableaux complémentaires de l'EHVA 106 Appendice 4 •) 12

Tableaux complémentaires du MRC 112

1

DESCRIPTION DU PROJET DE RECHERCHE

Un des diagnostics les plus sévères que pose la Commission Rochon à l'égard du système des Services sociaux et de santé est la faible coordination et collaboration entre les professionnels1

et entre les établissements, qui sont le plus souvent centrés sur la défense de leurs intérêts. Ceci est également vrai dans le secteur de la santé mentale où se côtoient des conceptions médicales, psychologiques et sociales des troubles mentaux. Dans un tel contexte, il n'est pas étonnant que l'on tente de se rapprocher des besoins individuels et que le Comité Harnois fasse du plan de services individualisés, la clé de voûte de l'organisation des services de santé mentale. A notre avis, il est grand temps que l'on documente précisément les nombreuses dimensions psychosociales des besoins des personnes souffrant de maladies mentales afin que ces derniers se voient satisfaits par des interventions psychosociales lors de l'élaboration des plans et programmes d'intervention.

La série de travaux réalisés par Strauss et son équipe (Strauss & Carpenter, 1972, 1974, 1978, 1981; Strauss, Klorman & Kokes, 1977; Strauss, Bowers & Keith, 1983) indique que la schizophrénie produit des effets touchant quatre processus semi-indépendants: les symptômes positifs, les symptômes négatifs, le fonctionnement psychosocial et le fonctionnement occupationnel (travail). Ces processus sont dits semi-indépendants parce qu'ils sont associés à des prédicteurs de rechute psychiatrique relativement indépendants. Ces travaux ont été confirmés plus récemment par d'autres chercheurs (Crow, 1985; Kay, Fizbein, Lindenmayer & Opler, 1986), notamment pour la distinction entre les syndromes positifs et négatifs. Strauss et al. (1983) ajoutent qu'en supplément d'une prédiction basée sur les compétences et dysfonctions de l'individu, les caractéristiques de l'environnement, par exemple le stress et le soutien social disponible, sont des facteurs liés à l'étiologie et à l'évolution des troubles mentaux en général et de schizophrénie en particulier. Ces recherches ont donné naissance au modèle de la réadaptation psychiatrique (Anthony & Liberman, 1986). Ce dernier prédit que des habiletés spécifiques sont requises pour composer avec les multiples stresseurs de la vie quotidienne et éviter les rechutes psychiatriques (Brown & Munford, 1983; Serban, 1975, 1979). L'acquisition de ces habiletés permet de solutionner les problèmes courants, d'établir des relations personnelles, de maintenir un réseau de soutien social et d'assumer des rôles sociaux dont le travail est une dimension importante (Anthony & Liberman, 1986; Mosher & Mettzer, 1980; Strauss & Carpenter, 1978).

Sur cette toile de fond s'ajoutent les résultats d'une recherche récente (Gorman, 1987) indiquant qu'au moins 50% des 1,5 à 2 millions d'Américains qui présentent des troubles mentaux chroniques font un usage abusif d'alcool ou de drogue comparativement à 15% au sein de la population générale. Ces résultats sont également obtenus par une autre recherche (Ridgely, Goldman & Talbott, 1986) qui suggère en outre que les consommateurs d'alcool et/ou de drogue ont des taux de réadmission, de suicide et de délits plus élevés. Les études révèlent aussi des difficultés dans la prestation de services à ce groupe, soit parce qu'ils sont exclus de la majorité des programmes de santé mentale ou parce qu'ils font une mauvaise utilisation des services offerts.

Si l'on examine les nombreux écrits scientifiques sous un autre angle, soit celui des programmes qui se sont avérés les plus efficaces pour prévenir les réhospitalisations et améliorer la qualité de vie des sujets, ce sont ceux ayant un modèle psychosocial à plusieurs composantes (entraînement aux habiletés quotidiennes, sociales et au travail) assortis d'une médication appropriée qui se sont avérés les plus efficaces (Comité de la Santé mentale, 1985).

Bref, que l'on envisage les troubles mentaux sous l'angle des principaux besoins des personnes qui en souffrent ou sous l'angle de l'efficacité des programmes qui leurs sont destinés, il y a convergence. Les recherches indiquent l'importance de répondre aux symptômes, au

1Seul le genre masculin sera utilisé afin de ne pas alourdir le texte.

2

fonctionnement sur le plan du travail, aux habiletés de la vie quotidienne. Vient s'ajouter à ces dimensions la consommation d'alcool et de drogue, problématique plus récemment documentée.

Bien que ces aspects fassent l'objet d'un consensus de plus en plus large au Québec, ils sont peu répandus dans la pratique actuelle. Aussi remarque-t-on actuellement, de graves problèmes dans la prestation de services: peu de services disponibles dans les cliniques externes (essentiel lement un suivi médicamenteux dans la majorité des hôpitaux), engorgement des départements de psychiatrie à cause de la présence de personnes nécessitant des soins à long terme, difficultés dans la désinstitutionnalisation des "chroniques" et faible utilisation de plusieurs centres de crise nouvellement créés. Ces réalités sont révélatrices non seulement d'une insuffisance des ressources mais également d'une mauvaise utilisation des ressources existantes. L'identification des besoins des personnes faisant appel aux services permettront de disposer d'une meilleure base de données pour soutenir une réorganisation adéquate des ressources.

Le Québec est particulièrement pauvre sur le plan des outils destinés à évaluer l'ensemble des besoins des sujets. Il n'existe, à notre connaissance, aucun outil de ce type en langue française et dont les propriétés psychométriques sont satisfaisantes. Dans ce contexte, on utilise des instruments américains qui ne démontrent pas nécessairement une sensibilité et une spécificité suffisantes à notre contexte d'intervention.

Par conséquent, nous croyons qu'une contribution significative à cette problématique serait d'adapter, de standardiser et de valider auprès d'une population québécoise francophone des outils évaluatifs destinés.à la mesure des besoins des grands utilisateurs de services de santé mentale. Ces derniers sont les plus coûteux pour la société et ceux pour lesquels la valeur des services offerts est la plus discutable. Ces grands utilisateurs se retrouvent majoritairement parmi les personnes souffrant de p s y c h o s e ^ . En outre, nous croyons essentiel de pouvoir établir sur ces mêmes mesures, les caractéristiques d'un groupe d'ex-patients que l'on pourrait qualifier de "normatif"; i.e., de sujets ayant souffert de troubles psychotiques similaires mais qui se sont intégrés de façon satisfaisante au sein de la communauté depuis plus d'une année.

La disponibilité de tels outils favoriserait une meilleure réponse aux besoins individuels de la personne, une utilisation plus judicieuse des services actuels et faciliterait le développement de programmes plus adaptés.

Les options actuelles pour identifier ces besoins sont les suivantes. Une première tendance est représentée par le "Level of Care Survey" (grille de New York). Il s'agit d'un inventaire composé de 140 items répartis en sept dimensions: communication, problèmes physiques, procédés de soins, symptômes psychiatriques et comportement, habiletés de la vie quotidienne, potentiel de vie communautaire et médication psychiatrique (Furman & Lund, 1979). L'instrument est complété en 30 minutes par un membre du personnel traitant ou grâce au concours d'un interviewer. Une option rivale consiste à mesurer, à l'aide de divers instruments standardisés et grâce à plus d'une source d'information, les diverses dimensions précédemment mentionnées reconnues nécessaires à l'élaboration de programmes efficaces.

Les enjeux entre ces options sont multiples. Ils concernent ta fiabilité, la validité, les coûts d'utilisation et l'utilité des outils. La grille de New York possède des avantages indéniables en

2 Les données sur la clientèle psychiatrique issues de Med-Echo nous indiquent qu'en 1984-1985, les radiations des établissements de courte durée au Québec s'établissaient de la façon suivante selon les diagnostics principaux: psychose 59,9%, états organiques 9,3%, troubles névrotiques 23,8% et troubles de la personnalité 7,3%; alors que dans les établissements de longue durée ta répartition était la suivante: psychose 55,8%, états organiques 38,2%, troubles névrotiques 3,6% et troubles de la personnalité 2,3%.

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termes de rapidité d'exécution et des coûts qui en découlent. Toutefois, sa fiabilité au Québec n'avait pas été établie au moment de commencer notre étude. Sur le plan de la validité, les échelles de cette grille portant sur les symptômes psychiatriques et le comportement, le potentiel de vie communautaire et les habiletés de la vie quotidienne, n'ont pas été comparées à des outils reconnus pour être sensibles et spécifiques dans une variété de milieux. Nous proposons donc d'établir cette comparaison à l'aide des divers instruments de mesure que nous avons sélectionnés et dont la validité a déjà été établie dans un contexte habituellement américain. Finalement, la grille de New York n'explore pas certaines dimensions reconnues comme signif icatives au plan pronostique: le nombre et la durée des hospitalisations antérieures, l 'âge à la première hospitalisation (Bueli & Anthony, 1975; Sartorieux, Jablensky & Shapiro, 1978; Strauss & Carpenter, 1978), le réseau social du sujet (Guay, 1981; Klein, Person, Itil & Marchbank, 1974) le fonctionnement social et vocationnel prémorbide (Strauss & Carpenter, 1972, 1974, 1978) et la motivation à sortir de l'hôpital (Drake & Wallach, 1979).

Une évaluation comparative de la grille de New York et des outils mesurant les divers niveaux de besoins (symptômes positifs et négatifs, fonctionnements psychosocial, vocationnel et dans la vie quotidienne, abus d'alcool ou de drogue) permettrait d'étudier la fiabilité et la validité des outils et d'apprécier le rapport coûts-bénéfices d'une évaluation plus exhaustive dans la perspective de l'orientation du sujet individuel vers les services qu'il requiert.

Ce projet de recherche se veut une première étape favorisant une meilleure compréhension des options pour évaluer les besoins de soins et de services des personnes souffrant de psychose chronique. La même démarche pourrait être entreprise, dans un deuxième temps, avec des personnes présentant des problèmes d'une autre nature (troubles organiques, névrotiques, etc.). Donc, ultérieurement, il faudra définir les services et programmes les plus susceptibles de répondre efficacement à des combinaisons de types de besoins. A plus long terme, ces travaux ouvrent la voie à la planification des services par région.

OBJECTIFS

1) Valider auprès d'une population québécoise des instruments mesurant les symptômes, le fonctionnement social, les habiletés de vie et la consommation d'alcool ou de drogue;

2) à partir des instruments validés, tracer le profil des symptômes, du fonctionnement social, des habiletés de vie et de la consommation d'alcool et de drogue de personnes souffrant de troubles psychotiques ayant été ou étant actuellement hébergées pour des durées variables en milieu psychiatrique;

3) Etablir les qualités psycho métriques de la grille de New York et la comparer aux outils validés dans cette étude;

4) Déterminer l'utilité relative de la grille de New York et des instruments validés dans cette étude pour l'évaluation des besoins de personnes souffrant de troubles psychotiques.

METHODE

Schème expérimental

Le schème utilisé en est un de groupes avec mesures et sources d'information multiples (voir tableau 1). Les informations proviennent des sujets et de membres du personnel hospitalier. Les groupes sont définis selon plusieurs variables telles: type d'hébergement, chronicité, etc. (voir sujets). Plusieurs mesures ont été recueillies afin d'identifier les différentes dimensions des besoins des

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sujets. Plus précisément, ces besoins sont évalués à l'aide des traductions des instruments suivants: Present Stage Examination/Examen psychiatrique standardisé (EPS), Social Adjustment Scale-l l /Echel le d'adaptation sociale-ll (EAS-II), Independent Living Skills Survey/Echelle des habi letés de vie autonome (EHVA), Behavior Development Survey/ Mesure du répertoire comportemental (MRC), Addiction Severity Index/ Index de sévérité de la toxicomanie (1ST) et la grille de New York (GNY). En outre, des questionnaires ont été développés, pour les fins de cette étude, pour documenter les caractéristiques sociodémographiques et les antécédents psychiatriques des sujets ainsi que les services dont bénéficient les sujets au moment de l'étude et leur degré de satisfaction vis-à-vis ces derniers (QUS: questionnaire sur l'utilisation des services).

Tableau 1: Schème expérimental: répartition des deux échantillons de patients et du personnel soignant selon les divers instruments de mesure

Répartition des échantillons selon le devis Grille New York Tous les autres questionnaires

Echantillon A des patients - Hospitalisés en courte durée (CD) 41 56 - Hospitalisés en longue durée (LD) 53 75 - Au sein de la communauté après une radiation en 13 46 CD - Au sein de la communauté après une radiation en 8 11 LD

Echantillon B de patients (sans rechute depuis 1,5 an) - radiés de centre de courte durée 4 41 - radiés de centre de longue durée 27 32 - vivant en famille d'accueil 12 15

Echantillon pour le test-retest 28 55

Personnel soignant 25 (11 CD, 14 LD) 64(33 CD, 31 LD)

Sujets A) Les patients interviewés

Pour cette recherche deux échantillons de sujets ont été recrutés . Le premier échantillon "A* est composé de 188 patients psychotiques qui présentent une des caractéristiques suivantes: (a) ils séjournent dans un département de psychiatrie d'un hôpital de courte durée (n = 56), (b) ils séjournent dans la communauté depuis au moins un mois suite à une radiation d'un département de psychiatrie de courte durée (n = 46), (c) ils séjournent dans un hôpital psychiatrique de longue durée et ont une durée de séjour variant entre un et cinq ans (n = 75), (d) ils séjournent dans la communauté depuis au moins un mois suite à une radiation d'un hôpital psychiatrique de longue durée où ils avaient séjourné entre un et cinq ans (n = 11).

L'échantillon "B" de patients est sollicité alors qu'ils résident dans la communauté de façon autonome ou dans une ressource protégée depuis au moins 18 mois sans avoir été réadmis à l'hôpital. Il s'agit donc d'un groupe "à succès" si l'on considère la dimension absence de réhospitalisation. Ces 88 patients se répartissent selon trois sous-échantillons: 41 patients furent radiés de départements de psychiatrie d'un hôpital de courte durée, 32 patients furent radiés d'un centre hospitalier psychiatrique de longue durée et 15 patients vivent en famille d'accueil depuis plus de 18 mois suite à une radiation d'un centre hospitalier psychiatrique de long terme.

Ces deux échanti l lons totalisent 276 patients psychiatriques dont les principales caractéristiques sociodémographiques et psychiatriques sont rapportées au Tableau 2. Les sujets

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sont répartis presque également entre les deux sexes avec 48,6% de femmes et 51,4% d'hommes. L'âge moyen est de 48,08 années (é.t.= 11,1). Ces patients ont complété en moyenne une dizième année (é.t.= 3,1). La majorité, soit 69,9% est célibataire et 72,5% n'occupaient aucun emploi au moment de l'étude. Concernant leur histoire psychiatrique, 58,0% ont reçu un diagnostic de schizophrénie, 11,6% de trouble schizophréniforme, 12,7% de trouble schizo-affectif, et les troubles dépressifs (3,6%), maniaques (9,1%), bipolaires (2,9%) avec éléments psychotiques représentent des proportions moins importantes de patients. La durée moyenne de l'hospitalisation actuelle est de 918,4 jours soit de deux années et demie. L'écarî-type très élevé (1553,5 jours) nous indique qu'il existe de très grandes variations de la durée de l'hospitalisation; celle-ci varie de un à 7880 jours. Ces patients ont été hospitalisés en moyenne 5,5 fois dans le passé (é.t. = 5,5) pour une durée totale moyenne de 1242,3 jours (é.t. = 1702,3 jours) soit un peu plus de trois ans.

Tableau 2: Caractéristiques sociodémographiques et psychiatriques des sujets selon l'échantillon (global, test-retest, accord interjuges et personnel soignant) auquels ils appartiennent.

Echantillons Caractérisques Global Test-retest Accord

interjuges Personnel soignant

Nombre de sujets 276 55 64 60 Sexe (%)

Féminin 48,4 47,3 43,8 48,3 Masculin 51,6 52,7 56,3 51,7

Aqe Moyenne 40,8 38.9 39,0 41.2 (écart-type) 11,1 10,9 9,3

Scolarité Moyenne 10,3 11,5 10,5 10,7 (écart-type) 3,1 2,5 2,4 3.0

Etat civil (%) Célibataire 69,1 74,5 78,1 66,7 Marié ou union libre 9,8 7,3 4,7 6,6 Séparé-divorcé 21,1 18.2 17,2 26,7

Sans emploi (%) 70,3 67.3 75,0 75.0 Travailleur(se) (%) 18,1 16,4 18,8 11.6 Autre (étudiant, ménagère,etc) 15,2 16,3 6,2 13,3 Diagnostic (%)

Schizophrénie 57,4 36,2 54,7 51,7 Trouble schizophréniforme. 12,1 21,8 17,2 16,7 Trouble schizo-affectif. 12,1 18,2 10,9 11,7 Manie avec éléments psychotiques 9,8 12,7 14,1 10,0 Dépression avec élém. psycho. 3,9 1,8 1.6 3,3 Trouble bipolaire psychotique 2,7 3,6 1,7 Autres troubles psychotiques 2,0 5,4 1,6 5.0

Durée moyenne de l'hospitalisation 798,4 925,5 1090,5 1408,2 actuelle (jours) ( é.t.) (1470,5) (1565,7) (1844,5) (1945,0)

Nombre moyen des hospitalisations 5,5 6,8 6,0 6,0 antérieures (é.t.) (5,5) (6,9) (5,8) (5,8)

Durée moyenne des hospitalisations 1242,3 955,4 1109,2 1137,9 antérieures (é.t). (1702,3) (1067,4) (1513,2) (1446.9)

A partir de cet échantillon principal de 276 patients, trois sous-échantil lons furent sélectionnés pour nous permettre d'effectuer des analyses de fidélité et de validité. Nous avons tenté de recruter ces patients de façon à être représentatif des différents sous-groupes de patients provenant du court et du long terme. Cette sélection semble avoir été réalisée avec succès puisque les caractéristiques sociodémographiques et psychiatriques des trois sous-échantillons sont très similaires à celles de l'échantillon global (voir tableau 2). L'échantillon de sujets qui ont participé au test-retest est composé de 55 patients. Celui pour vérifier l'accord interjuges en comporte 64.

6 Finalement, 60 membres du personnel soignant qui connaissaient bien le patient dont ils étaient responsable ont répondu aux questionnaires que complétaient également le patient.

Les interviewers

Pour sélectionner les quatres interviewers nous avons obtenu la collaboration de l'Ordre des infirmiers et infirmières du Québec. Les interviewers recherchés devaient posséder une formation d'infirmiers(ères) avec un minimum de trois années d'expérience en psychiatrie. Suite à une petite annonce parue dans le journal de cette corporation, nous avons reçu plus de 100 appels téléphoniques de personnes intéressées au projet. Après une premièrre sélection lors du contact téléphonique, nous avons rencontré 20 personnes en entrevue.

En plus de la procédure habituelle d'entrevue, nous avons demandé à ces personnes de visionner une entrevue clinique, réalisée par l'un des chercheurs avec une patiente déprimée, et de nous faire rapport sur leurs observations cliniques. Cette mise en situation s'est révélée des plus utiles pour nous permettre de choisir des candidats qui possédaient de bonnes habiletés cliniques. Les quatres personnes retenues étaient des infirmières ayant de cinq à vingt années d'expérience en psychiatrie.

Une formation a été donnée aux interviewers à raison de 22 heures/semaine pendant 13 semaines. Deux objectifs principaux étaient visés lors de cette formation. L'un consistait à vérifier la qualité des traductions des instruments de mesure et à procéder à des corrections s'il y avait lieu. Le second objectif consistait à former les interviewers de façon à ce qu'ils connaissent bien les questionnaires et la codification et surtout qu'ils développent un comportement standardisé pour réaliser les entrevues avec les sujets. Pour atteindre cet objectif, chaque interviewer a réalisé des entrevues avec des patients de tout âge, des deux sexes et de divers degrés de chronicité. Soulignons ici qu'un nombre plus important d'entrevues ont été effectuées auprès de patients hospitalisés au long terme, ceux-ci présentant le degré le plus élevé de difficultés d'apprentissage rencontrées. Ainsi, la formation donnée pour l'EPS et TEAS-II a été plus longue que pour le MRC ou l'EHVA. Pour chaque instrument de mesure, la procédure était similaire. A tour de rôle, chaque interviewer procédait à une entrevue avec un patient. Les autres interviewers et un des trois chercheurs écoutaient simultanément l'entrevue et cotaient les protocoles. A la fin de l'entrevue, le chercheur soulignait les forces et les faiblesses de l'entrevue ainsi que les points à modifier. Les protocoles des interviewers étaient ensuite comparés et une discussion s'engageait sur les points de désaccords s'il y avait lieu.

b) Formation des assistants de recherche

Deux assistants de recherche ont également été sélectionnés suite à des entrevues auprès de huit candidats. Ils furent sollicités par l'entremise du Service de placement étudiant de l'Université de Montréal et de petites annonces épinglées aux babillards de l'Université. Les deux personnes retenues possédaient une maîtrise en psychologie et des expériences antérieures comme assistant de recherche.

Par ailleurs, les assistants de recherche ont également reçu une formation intensive de deux semaines pour apprendre à recueillir l'information dans les dossiers médicaux de façon efficace. Cette formation visait principalement à s'assurer qu'ils établissent fidèlement le diagnostic du patient à partir des symptômes énumérés dans les notes au dossier. Ainsi, si le diagnostic de psychose (schizophrénie, maladie affective majeure avec composante psychotique, psychose paranoïde) ne pouvait être établi à partir des information contenues dans les notes de nursing et des médecins, les sujets n'étaient pas sollicités pour participer à l'étude. Cette procédure a pour but d'exclure de l'étude les sujets qui ne répondent pas aux critères d'admissibilité à la recherche. Les symptômes identifiés et le diagnostic ont été codifiés sur la fiche sociodémographique développée pour les fins

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de cette étude. Cette fiche permet également de recueillir les dates d'admission et de sortie de l'hôpital, la scolarité du sujet, son statut civil, etc. Les assistants de recherche ont été entraînés en codifiant de façon indépendante dix dossiers de sujets traités en milieu psychiatrique et en confrontant leurs cotes à celles de deux chercheurs du projet. Aucun désaccord ne fut noté. Les résultats de cet entraînement nous indiquent que la procédure implantée donne d'excellents résultats sur le plan de fiabilité des données recueillies.

Déroulement de l'étude

L'expérimentation a débuté pendant la semaine du 14 août 1989 jusqu'au 16 mars 1990. Des rencontres ont eu lieu à chaque deux semaines avec les interviewers. En plus d'examiner comment se déroulaient les entrevues, une bobine d'accord interjuges, qui a été cotée par les interviewers et les chercheurs, était discutée. Cette procédure a été mise en place de façon à s'assurer que l'apprentissage acquis lors de la formation soit maintenu et que les règles de cotation soient appliquées avec la même précision par chaque interviewer. Elle nous permettait également de donner une rétroaction aux interviewers concernant la manière dont ils interrogent les patients.

Les sujets de l'échantillon A ont été sollicités grâce à l'aide des membres du personnel soignant à qui nous avons demandé de nous identifier ceux qui correspondaient aux caractéristiques des durées de séjour décrites précédemment. Chaque sujet a été contacté par un assistant de recherche qui l'informait des buts et de la procédure de l'étude, afin d'obtenir son consentement éclairé pour participer à l'étude. Plus précisément, cette participation nécessitait de la part du sujet de répondre, lors d'une ou de plusieurs sessions selon son état de concentration et de fatigue, aux questionnaires décrits précédemment lors d'une entrevue structurée avec l'un des quatre interviewers de la recherche, en plus de nous autoriser à consulter son dossier médical et de participer éventuellement à une session de retest. L'autorisation de la Curatelle publique fut obtenue pour tous les sujets se trouvant dans cette situation légale.

Pour les sujets suivis en externe, ces derniers furent sollicités dans les jours précédant leur radiation de l'hôpital, pour les informer de la recherche et solliciter leur participation. Ceux-ci complétaient les questionnaires à leur domicile, avec un interviewer de la recherche, un à deux mois après leur départ de l'hôpital.

Les sujets de l'échantillon B furent recrutés de deux façons. Nous avons demandé aux professionnels travaillant dans les cliniques externes d'informer les personnes concernées du projet de recherche. Une autre portion de cet échantillon fut recruté, selon une procédure au hasard, à partir d'une liste informatisée des archives. De l'ensemble des personnes ainsi identifiées, nous avons choisi ceux qui avaient passé plus de 18 mois dans la communauté et qui rencontraient nos autres critères de sélection.

D'autre part, pour les sujets hospitalisés ou vivant dans des ressources résidentielles protégées (pavillon, famille d'accueil, appartement supervisé) au moment de l'entrevue, nous avons demandé à l'infirmier ou la personne responsable du sujet de compléter la grille de New York. Cette personne fut contactée par l'assistant de recherche dès qu'il avait obtenu le consentement du sujet et sa rencontre fut fixée avec un des interviewers, de façon à ce que l'évaluation complétée par l'infirmier(ère) ou ta personne responsable du sujet et les informations issues de l'entrevue couvrent une période similaire. Ces personnes complétaient également une formule indiquant leur consentement à participer à l'étude et furent informés que certains d'entre eux pouvaient être sollicités à nouveau pour compléter le retest. Nous demandions également à des membres du personnel infirmier (soit 33 de CHCD et 31 de CHLD) qui connaissaient bien les sujets de compléter avec l'un des interviewers les questionnaires suivants: l'EAS-ll, l'EHVA, l'IST, le MRC et le QUS.

8

Instruments de mesure

Plusieurs critères ont guidé notre sélection des instruments de mesure. Suite à une revue exhaustive des outils disponibles, nous avons retenu ceux qui: 1) couvrent de façon la plus complète les dimensions que l'on veut évaluer; 2) présentent des propriétés métrologiques appropriées; 3) requièrent une durée raisonnable; 4) s'adressent à une population ayant des troubles psychotiques; 5) peuvent être remplis par d'autres sources d'information que les sujets, tel le personnel infirmier.

Les instruments de mesure ont été traduits, adaptés et dans quelques cas développés par les chercheurs. Ces instruments sont disponibles sur demande auprès des auteurs. Des modifications ou des ajustements ont été effectués lors de la formation des interviewers. Les calculs des taux d 'accord interjuges au cours de la formation nous ont permis d'identif ier les i tems problématiques et de les modifier.

Chacun des chapitres suivants de ce rapport est consacré à la présentation des instruments de mesure. Chaque chapitre comprend les éléments suivants: dimensions mesurées, période d'évaluation couverte, caractéristiques de la mesure, durée requise, fidélité, validité, références.

STRATEGIES D'ANALYSES STATISTIQUES

La présente recherche vise à connaître le fonctionnement de questionnaires dest inés à l'évaluation de besoins de personnes souffrant de troubles mentaux graves. Présentés sous forme de guide d'entrevue structurée, ils requièrent la participation d'interviewers (infirmières en psychiatrie). Nous nous pencherons plus particulièrement sur deux de leurs propriétés essentielles, soit la fidélité et la validité. En bref, la fidélité réfère à la précision de la mesure tandis que la validité concerne l 'adéquation entre la mesure et le construit projeté. Les prochains paragraphes présentent les stratégies d'analyses statistiques qui furent employées pour chaque instrument de mesure.

La fidélité

L'évaluation de la fidélité implique la composition d'un ou plusieurs devis de répétabilité. Un devis de répétabilité consiste en une série (deux ou plusieurs) d'observations similaires sur le plan opératoire. Foule de devis différents sont imaginables et légitimes selon les caractéristiques de l'instrument: dans le cas de protocole d'entrevue, certains d'entre eux sont couramment employés et considérés comme indispensables. Les juges (interviewers), les moments et les items (à l'intérieur d'une échelle d'un questionnaire donné) correspondent respectivement à la fidélité interjuges, au test-retest et à la consistance interne, cette dernière étant généralement associée à des techniques d'analyse d'items visant à exclure certains énoncés. Sans vouloir nécessairement privilégier l'une ou l'autre de ces formes de fidélité sur le plan théorique, une contingence d'ordre pratique s' impose d'emblée: l'appréciation de la fidélité interjuges est plus impérative que les autres et en constitue en quelque sorte une propédeutique. Il serait en effet téméraire d'amorcer une vaste entreprise de construction d'échelles au moyen d'analyses d'items sur des énoncés qui s'avéreraient, après coup, dénués de fidélité interjuges. Pour cette raison, nous distinguerons deux étapes dans l'évaluation de la fidélité, soit la préconstruction (fidélité interjuges et test-retest des items) et la construction proprement dite (consistance interne et analyses d'items). Quelle que soit la sélection d' i tems au niveau des échelles finales, nous serons assurés d'une fidélité interjuges et test-retest minimalement satisfaisante.

La préconstruction

Les deux devis de répétabilité relèvent ici de la fidélité interjuges et du test-retest. L'évaluation de la fidélité interjuges a été menée dans une sous-étude, subordonnée à l 'étude-maîtresse, impliquant trois juges tandis que celle du test-retest, dans une autre sous-étude, comprenant deux moments séparés par un intervalle maximal de deux semaines. Si ce second devis est d'une facture connue, d'application élémentaire et requérant une analyse statistique simple

g

(le coefficient de corrélation de Pearson), il n'en va pas de même de la fidélité interjuges qui mérite ici une présentation un peu plus détaillée.

L'étude-maîtresse porte sur un total de 276 sujets qui furent interviewés par un seul interviewer qui devait mener l'entrevue à l'aide du protocole qu'il remplissait au fur et à mesure. Pour une fraction des sujets, l'entrevue a été enregistrée sur une bande magnétique pour être écoutée par deux autres juges qui devaient remplir le même protocole d'entrevue. Pour l'EHVA, l'EAS-ll, l'EPS, le MRC donc, 64 patients ont été vus (en entrevue ou sur la bande magnétique) systématiquement par les juges 1, 2 et 3, auxquels se joignaient occasionnellement le juge 4 ou le juge 5. De son côté, la GNY a été appliquée de façon légèrement différente puisqu'un duo variable d'infirmières responsables du patient a été étudié pour 25 patients.

Enfin, la facture particulière des questionnaires et des items nécessite d'envisager la fidélité interjuges sous deux angles, l'un non-paramétrique, l'autre, paramétrique. Dans une perspective non-paramétrique, toutes les catégories de réponse d'un item, y compris les catégories résiduelles (sans objet) sont considérées comme de simples classes nominales et l'évaluation de la fidélité vise à répondre à la question suivante: dans quelle mesure y-a-t-il attribution conjointe par deux juges (ou plus) d'une même catégorie (par exemple A) pour décrire un patient. Par ailleurs, dans une perspective paramétrique, il faut d'abord présumer de l'existence d'un ordonnancement raisonnable, en vertu de particularités sémantiques, sous-jacent aux catégories, à l'exclusion toutefois des résiduelles; ensuite, attribuer à cet ensemble ordonné de catégories une séquence numérique d'entiers successifs. La question maintenant posée par l'évaluation de la fidélité pourrait se formuler ainsi: quelle est l'importance des covariations systématiques de cette séquence numérique entre les juges. L'évaluation de la fidélité dans une perspective non-paramétrique se fera au moyen du coefficient kappa généralisé (Fleiss, 1971) tandis que sur le plan paramétrique, nous utiliserons la corrélation intraclasse (RIC; Fisher, 1937).

Le coefficient Kappa

Le kappa désigne une famille de coefficients non-paramétriques pour évaluer le degré d'accord interjuges. Sa formulation initiale pour les cas où il n'y a que deux juges revient à Cohen (1960): il exige d'abord le calcul de la proportion d'accords observés (Po) qu'il atténue ensuite par la proportion d'accords attendus (Pe: le produit de deux probabilités indépendantes). Jouissant d'une immense popularité, de nombreuses extensions furent proposées depuis afin de l'accommoder à plusieurs contextes de recherche et devis de cueillette de données; signalons au passage la possibilité de catégories non-mutuellement exclusives (Kraemer, 1977), d'un nombre inégal de catégories d'un juge à l'autre (Hubert, 1987), d'une pondération, symétrique ou non-symétrique, des désaccords (Cohen, 1968). Nous utiliserons de notre côté le coefficient Kappa généralisé de Fleiss (1971) pour le cas où il y a plus que deux juges.

La corrélation intraclasse

La corrélation intraclasse (RIC) est une famille de coefficients estimables par analyse de ta variance. Celle-ci décompose les sources de variations dans les données et calcule successivement les sommes de carrés (SC) et les carrés moyens (CM). L'analyse doit être poursuivie par le calcul des composantes de variance (s2), qui expriment l'importance relative de chacune des sources de variations. La RIC est une famille de coefficents qui épouse la forme générale d'un quotient de composantes de la variance: au numérateur figure la composante Personnes tandis que le dénominateur contient, en plus de celle-ci, les autres composantes que le chercheur considère nuisibles. Trois phénomènes influencent directement le choix de telle ou telle RIC: la nature du devis expérimental, l'adoption d'un modèle d'inférences et les dimensions du composite.

Le devis expérimental peut être factoriel ou niché. Il y a combinaison factorielle dans le cas où toutes les personnes sont interviewées toujours par les mêmes juges. L'arrangement est niché si les patients sont vus par une équipe variable de juges. L'analyse de la variance d'un devis factoriel apporte plus d'information puisqu'elle départage les variations dues aux juges des variations résiduelles; en voie de conséquence, la RIC diffère d'un devis à l'autre.

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La RIC dépend ensuite de présomptions quant à la provenance des niveaux du facteur Juges. Le chercheur peut décider de ne s'intéresser exclusivement qu'aux seuls juges (niveaux) impliqués dans l'étude (modèle fixé) ou, au contraire, il peut présumer que ces juges proviennent d'un univers concevable de juges (modèle aléatoire). Le choix de l'une ou l'autre de ces prémisses a une incidence notable sur la détermination des composantes de variance et l'interprétation subséquente de la RIC.

Finalement, la RIC est une généralisation de la formule classique d'extrapolation de Spearman-Brown qui peut prédire, à partir d'un coefficient de fidélité observé, le degré de fidélité que l'on obtiendrait si on augmentait ou diminuait le nombre d'observations (ici, le nombre de juges). Le choix de la dimension du composite est évidemment laissé à la discrétion du chercheur mais, bien souvent, il est simplement dicté par le nombre de juges de l'étude-maîtresse ou le nombre de juges projeté dans l'avenir.

En bref, nous utiliserons la RIC pour évaluer le degré de fidélité interjuges selon un devis factoriel dans le cas du EHVA, EPS, MRC et EAS-II puisque les mêmes trois juges voyaient tous les patients et selon un devis niché pour la GNY où un duo variable d'infirmières ou de personnes responsables du patient évaluaient ce dernier.

Ensuite, si nous voulons que ces protocoles puissent être utilisés par toute infirmière en psychiatrie, il nous faut donc présumer que les juges de la sous-étude appartiennent à un univers raisonnablement concevable de juges similaires et ainsi, adopter le modèle aléatoire. Enfin, à cause des caractéristiques de l'étude-maîtresse, où un seul juge évaluait un patient, et des applications futures de ces instruments, qui n'exigeront la collaboration que d'une seule infirmière, nous emploierons la RIC quantifiant un composite de grandeur 1, correspondant à la fidélité d'un juge unique. Le tableau 3 expose l'armature générale et les précisions algébriques des deux pians d'analyse de la variance requis pour estimer les RIC de chacun des items des questionnaires.

Tableau 3. Armature générale et détails algébriques des deux devis d'analyse de la variance nécessaires à l'estimation de la RIC (2,1) pour le devis factoriel et de la RIC (1,1) pour le devis niché^

Devis factoriel Devis niché Sources

de variation

SC dl CM a Sources

de variation

SC dl CM a

Person-nes

SCP n-1 P P-E/k Person-nes

SCP n-1 P P-W/k

Juges SCJ k-1 J J-E/n Intra s c w n(k-1) W W

Erreur SCE (n-1)(k-1) E E 1 Selon la terminologie de Shrout et Fleiss (1979), l'indice de gauche désigne le devis et le modèle

(1 : niché; 2: factoriel aléatoire) tandis que celui de droite réfère à la dimension du composite (ici égale à 1).

Cette stratégie d'ensemble d'évaluation de la fidélité interjuges pose deux problèmes mineurs quant à son application. Le premier concerne la nature séquentielle des items à l'intérieur d'un même questionnaire tandis que le second est engendré par l'intervention de juges différents (les juges 4 et 5) que ceux impliqués dans la sous-étude de fidélité interjuges (les juges 1, 2 et 3).

|_e problème des séquences

Les questionnaires utilisés dans la présente recherche consistent en des guides d'entrevue structurée. Une telle méthode de cueillette de données exige à la fois souplesse et efficacité. Ainsi, il ne viendrait à l'idée de personne d'interroger inlassablement un patient ne sortant jamais de l'hôpital sur ses affects lorsqu'il voyage en métro! Ceci explique que certains items ne furent pas soumis à certains sujets et que d'autres entraînaient inévitablement le choix d'une catégorie

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résiduelle (sans objet). De fait, trois phénomènes doivent être distingués ici : le codage automatique, le branchement Groupe -> catégorie résiduelle et enfin, les catégories résiduelles sans objet.

Le codage automatique

Le codage automatique consiste dans l'attribution d'une catégorie (non-résiduelle) à l'item B à cause de la réponse donnée à un item précédent A, sans que l'item B soit présenté au sujet.

Exemple: oui non

A. Etes-vous capable de conduire une voiture? ( ) ( )

B. Etes-vous capable de prendre l'autobus? ( ) ( )

La personne qui répond affirmativement à l'item A, obtient automatiquement la réponse oui à l'item B sans qu'elle art même à répondre à l'item, sur la foi du le raisonnement voulant que si elle peut conduire une voiture, elle pourrait convenablement se débrouiller en autobus. L'inverse n'est pas nécessairement vrai cependant.

Le branchement automatique

Le branchement automatique Groupe -> catégorie résiduelle consiste à attribuer automatiquement la catégorie résiduelle sans objet d'un item aux personnes qui appartiennent à un groupe prédéterminé, de nature bien souvent biographique.

Exemple: Je m'adonne fréquemment à des randonnées à la campagne.

L'interviewer attribuera automatiquement la catégorie sans objet à toute personne appartenant au sous-échantillon de patients hospitalisés depuis une longue période. Encore ici, comme dans le cas du codage automatique, aucun jugement n'est requis de l'interviewer qui n'a qu'à appliquer une procédure de transcription.

Les catégories résiduelles sans obiet propres à un item

il y a enfin des items qui permettent, quelle que soit l'appartenance d'une personne à un sous-échantillon défini par l'étude, l'expression d'une catégorie résiduelle.

Exemple: oui non s/o

Je me brosse le dents à tous les jours ( ) ( ) ( )

Une personne édentée se verrait attribuer la catégorie résiduelle. Contrairement au branchement automatique, l'interviewer doit ici porter un jugement sur l'absence effective de dentition, jugement dont il porte dans une certaine mesure le fardeau.

L'évaluation de la fidélité interjuges doit tenir compte de ces caractéristiques. Les données obtenues par codage automatique et branchement automatique ne doivent pas être incluses dans une recherche sur l'accord entre les juges parce qu'elles expriment, en vertu de l'automatisme inhérent à ta procédure, une forme de redondance. Redondance qui contribuerait inévitablement à hausser, de façon artificielle, les indices d'accord interjuges. Quant aux catégories résiduelles propres à un item, elles seront conservées au niveau du coefficient kappa. Il importe un effet d'évaluer dans quelle mesure le jugement posé par l'interviewer quant à l'absence de dentition est partage par d'autres interviewers. Une analyse non-paramétrique permet de répondre à cette question puisqu'elle considère les trois catégories oui, non et s/o comme de simples classes qualitatives. Cependant, ces catégones résiduelles doivent à leur tour être exclues au niveau de la RIC puisque dans une perspective paramétrique, l'objet d'analyse est la séquence numérique

12 d'entiers successifs, c'est-à-dire que les catégories quantifiables. Assigner une valeur d'échelle à l'absence de dentition au moyen de techniques d'estimation de données manquantes nous semble difficile à soutenir pour la plupart des items.

L'intervention des juges 4 et 5

L'évaluation de la fidélité interjuges soulève un second problème sur le pian pratique. Outre l'emploi systématique des juges 1, 2 et 3 dans l'étude-maîtresse, deux juges supplémentaires (4 et 5) sont venus à la rescousse de la réalisation de l'étude et sont responsables de 35,7% des protocoles de l'étude. Il importe de savoir si les données obtenues par ces deux évaluateurs concordent avec celles recueillies par les trois juges principaux. Leur enchaînement sur le plan de l'accord interjuges soulève cependant un problème quant à la taille des échantillons de patients, puisque très peu d'entre eux furent examinés par les juges 1, 2 et 3 et par l'un ou l'autre des juges supplémentaires. En effet, seulement une douzaine de bandes furent cotées par les cinq juges et le juge-critère. Ces bandes étaient cotées et discutées aux réunions d'équipe qui se déroulaient aux deux semaines et elles servaient à vérifier le maintien de l'accord interjuges. Conséquemment, l'estimation du coefficient kappa et de la RIC portera bien souvent sur un nombre relativement restreint de patients. A titre de comparaison, si la sous-étude de fidélité produisait des RIC de l'ordre de 63 patients X 3 juges, l'étude de l'enchaînement des juges 4 et 5 est de dimensions beaucoup plus modestes, soit autour de 15 patients X 4 juges. En aucun cas cependant ne figurent dans les tableaux statistiques des coefficients kappa et RIC observés chez un échantillon inférieur à 10.

Mode de présentation des résultats

Les cinq questionnaires, soit, l'EAS-ll, l'EPS, le MRC, l'EHVA et la GNY, comportant au total au-delà de 350 items, furent soumis à une stratégie uniforme d'évaluation de la fidélité interjuges et test-retest. Dans chaque chapitre consacré à un instrument, une première série de tableaux rapportera, pour un questionnaire donné, pour chacun des énoncés, le coefficient kappa de l'étude de fidélité (Juges 1, 2 et 3) de même que celui de l'étude de l'enchaînement des Juges 4 et 5; ensuite et selon les mêmes modalités de présentation, les RIC; enfin, la corrélation (de Pearson) test-retest, de même que la moyenne et la variance de chacun des deux moments. Ces quatorze tableaux (cinq questionnaires et trois coefficients sauf que le kappa n'a pas été appliqué sur les items de la GNY) comporteront, à la dernière ligne, la médiane de chacune des trois statistiques concernées. Cet estimé de tendance centrale fournit une première approximation de la qualité de l'ensemble des items quant à la fidélité interjuges et test-retest et permet ainsi de comparer globalement les questionnaires entre eux.

Cette première série de tableaux sera complétée par une seconde, à caractère plus synthétique, afin de mettre en lumière des aspects plus précis de chacun des questionnaires. Dans un premier temps, pour un protocole donné, les items seront regroupés en échelles, sur la base de dimensions courantes du fonctionnement biopsychosocial (ex. santé, sexualité, relations interpersonnelles, syndromes psychiatriques, etc.). Pour chaque échelle donc, seront rapportées la valeur médiane de la statistique impliquée, son oscillation (les valeurs minimale et maximale) de même qu'une identification des items les moins satisfaisants dans la section commentaires.

Soulignons que la fidélité interjuges de la GNY ne pouvait être étudiée sur le même pied que les quatre autres questionnaires. D'abord, le modèle statistique sous-jacent à l'estimé de la RIC différait puisque nous avons utilisé en devis niché (RIC 1,1: voir Shrout & Fleiss, 1979); ensuite la cueillette des données a été mené de façon différente. Enfin, la formation des infirmières impliquées avec la GNY était beaucoup plus courte que celle qui fut dispensée aux cinq juges. Il serait donc équitable de comparer la fidélité interjuges de la GNY à celle des autres instruments à cause de disparités méthodologiques et statistiques.

La construction des échelles du EHVA. EPS. EAS-II. MRC et GNY,

Le but de l'entreprise de construction d'échelles décrite dans la présente section est de préparer et conceptualiser un certain nombre d'échelles qui seront incluses dans des études de validité subséquentes et des programmes ultérieurs de recherche. Cette étape de construction

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consiste à recueillir des informations sur la structure interne d'une échelle afin de pouvoir corriger des défectuosités mineures et de tenter de l'améliorer. Pour ce faire, nous utiliserons des methodes d'analyses d'items conventionnelles (ex. Nunnally, 1978) basées sur une série de relations algébriques entre les quantités statistiques suivantes: la variance des items (s2 j), les corrélations inter-items (r») de la matrice R, les corrélations item-total (rjt) et enfin, le coefficient alpha (Cronbach, 1951). La loi générale qui régit les relations entre ces divers paramètres pourrait se résumer ainsi: plus une échelle comporte d'items, plus chaque item manifeste une bonne variance et que ceux-ci sont en forte intercorrélation, plus les rjt et, subséquemment, le coefficient alpha seront élevés (Lord et Novick, 1968). La technique d'analyse d'items, brièvement, consiste à exclure une minorité d'items au sein d'une échelle afin d'en améliorer la consistance interne. Enfin, cette élimination d'items doit être envisagée sous l'angle du contenu de l'item, son importance conceptuelle, sa position à l'intérieur d'un cadre théorique de même que son utilisation future avec tel ou tel genre de populations. Ce genre de considérations justement nous amène à poser certains compromis à l'égard de la loi générale énoncée plus tôt. Les construits mesurés par les échelles des cinq protocoles sont tous à caractère pathologique, sont, en un sens, "extrêmes" sur le continuum de mésadaptation sociopsychologique et, en voie de conséquence, il ne faut pas s'attendre à ce que les items manifestent des variances très fortes. Dans un tel cas, et les corrélations inter-items et les coefficients item-total et les coefficients alpha ne peuvent atteindre des valeurs très élevées, non point en vertu de vices de construction ou de rédaction, mais simplement de par la nature des construits sous-jacents aux cinq protocoles. Une dernière conséquence de ce phénomène se manifestera au niveau des distributions du score total de chaque échelle: il va sans dire que nous ne nous attendrons en rien à des distributions normales, ni même symétriques.

Ces considérations élémentaires gagnent à être comprises dans une perspective plus large touchant cette fois la nature des études de validité de construit prévues dans le projet. Celles-ci visent à mieux connaître le réseau théorique sous-jacent à l'ensemble des échelles du MRC, EHVA, EAS-II, EPS et GNY à l'aide de concepts psychométriques raffinés (validité convergente-discriminante: Campbell & Fiske, 1959), qui seront analysés par des modèles statistiques des plus sophistiqués, soit l'analyse des équations structurales (causal modeling) : Joreskog, 1978). Ces méthodes sont éminemment complexes et leur application exige la vérification de plusieurs présomptions d'ordre statistique et théorique. L'une des plus importantes concerne le phénomène de colinéarité, soit des noyaux d'échelles très fortement reliées (ex.: 0,80 et plus) entre elles aux dépens des autres. La présence de tels noyaux à l'intérieur d'un réseau théorique obscurcirait les relations fonctionnelles existantes.

Afin de pallier ce phénomène dès l'étape de construction des échelles, nous devons constamment regarder le niveau des corrélations entre les échelles afin de nous assurer qu'il n'excède pas un certain seuil, quitte à intervenir au niveau de la sélection des items à l'intérieur d'une échelle. Pour ce faire, nous appliquerons la technique d'analvse d'items convergente-divergente itérative hiérarchisée. Elle consiste en une amélioration des techniques occasionnellement utilisées par Evans & Me Connell (1941), Guilford (1954), Eysenck (1970) et Jackson (1984). Nous définirons la présente technique en précisant chacun des termes impliqués de manière signalétique: (1) convergente: la q t entre un item et l'échelle à laquelle il est censé appartenir; (2) divergente: la rjt entre l'item et une autre échelle voisine sur le plan du construit, mais à laquelle il n'est pas censé appartenir; (3) itérative: car l'élimination de deux items, un par échelle, modifie entièrement le pattern de corrélations convergentes et divergentes de même que les deux coefficients alpha; (4) hiérarchisée parce qu'elle vise à préserver (ou améliorer) la corrélation d'un ensemble entre deux groupes d'échelles (par ex., une corrélation faible entre un groupe d'échelles névrotiques et psychotiques). Il va sans dire que cette méthode, généralement efficace, requiert un cadre théorique ferme (ex. la nosologie psychiatrique pour l'EPS) et une minutieuse technicité; il convient d'éviter tout autant un aphorisme obstiné (conserver à tout prix un item dans son échelle initiale) qu'une massive relocalisation post hoc (construire des échelles sur la base d'analyses factorielles exploratoires) et de se garder de purger tes échelles de la plupart de leurs items à seule fin de confirmer un cadre théorique quelconque.

Avant de présenter à tour de rôle la construction des cinq questionnaires, il convient de noter deux points mineurs concernant la présentation des coefficients de corrélation. Les cinq

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questionnaires ont été soumis à un échantillon comprenant entre 250 et 276 personnes, ce qui implique qu'une corrélation d'environ 0,12 atteint le seuil requis de "signification" statistique à p< ,05. Le lecteur désireux de préciser encore plus le degré de •signification* des corrélations rapportées lors de l'étape de construction n'a alors qu'à consulter une table appropriée (ex. Guilford, 1965, p. 581). Pour ce faire, en second lieu, l'apparence des matrices R de corrélations inter-items n'étant pas des plus orthodoxes, quelques mots d'explication sont peut-être de mise: chaque matrice comprend des corrélations tronquées (non pas arrondies), c'est-à-dire avec une seule décimale; les plus élevées ( ,30 ou ,40 selon le cas) sont soulignées en caractère gras tandis que tous les coefficients négatifs inclus entre -,001 et ,009 sont simplement indiqué par un trait (-) tandis que ceux qui excèdent cette limite (-,100 et plus) sont indiqués par un double trait. Ce mode de présentation n'a pour but que de rendre plus compact l'ensemble des résultats pour en retirer l'essentiel.

La validité

Afin d'évaluer certains aspects de la validité des instruments développés, nous avons opté principalement pour des analyses de validité convergente, divergente et discriminante. Ainsi, une des analyses de validité convergente est réalisée à partir de deux sources d'information soit: l'évaluation fournie par un membre du personnel soignant qui connaît bien le patient et l'évaluation obtenue par le patient lors de l'entrevue. Une deuxième analyse de validité convergente-divergente est obtenue par la comparaison des échelles de l'instrument développé avec d'autres échelles issus d'instruments qui mesurent des dimensions similaires. Finalement, les propriétés discriminantes des instruments seront examinées en vérifiant dans quelle mesure les diverses échelles peuvent distinguer les patients lorsque ceux-ci sont regroupés selon diverses caractéristiques telles le diagnostic, le sous-groupe, le sexe, la durée de séjour (courte vs longue durée).

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L'EXAMEN PSYCHIATRIQUE STANDARDISE (EPS) |

Description de l'instrument de mesure

Traduction du: Present State Examination développé par Wing, Cooper, et Sartorius (1974).

Dimensions évaluées: 140 symptômes et signes psychiatriques qui se regroupent en 38 syndromes et neuf classes diagnostiques, soit: schizophrénie, psychose paranoïde, manie, dépression majeure, psychose atypique, dépression névrotique, syndrome anxieux, anxiété non spécifique, catégorie résiduelle. En outre, un score continu peut être obtenu pour des sous-échelles de symptômes psychotiques et de symptômes névrotiques. Etant donné la fidélité généralement pauvre observée pour les signes, laquelle a été confirmée dans notre étude prétest (voir Lesage, Cyr, & Toupin, 1991), nous avons choisi de ne retenir que la section des 92 symptômes (items 1 à 92 de l'EPS)

Période d'évaluation couverte: Le dernier mois.

Caractéristiques de la mesure: Entrevue standardisée - items cotés sur une échelle en trois points en général.

Durée requise: 45 minutes à 60 minutes chez des personnes psychotiques hospitalisées.

Fidélité: Accord inter-juges: Kappa de 0,73 pour l'ensemble des items.

Validité: De critère fut établie lors de l'étude internationale sur la schizophrénie (OMS, 1973). Corrélation élevée entre les diagnostics des cliniciens et ceux obtenus avec le logiciel CATEGO. Permet de discriminer des patients déprimés. Utilisé dans plusieurs études épidémiologiques.

Adaptation française: Réalisée par Timsit-Berthier et al., 1984 et revue par Marie-Andrée Gagné Ph.D. qui travaillait alors avec l'équipe du Dr Hugues Cormier, Unité de Psychiatrie sociale et préventive du Centre hospitalier de l'Université Laval. Aucune modification significative n'a été apportée à l'Examen psychiatrique standardisé. Seules les règles de codification ont été précisées avec les interviewers en fonction de la formation de l'un des chercheurs avec l'équipe de Wing.

Références: Bebbington, Hurry, Tennant, Sturt, et Wing, 1981; Brown et Harris, 1978; Cooper, Copeland, Brown, Harris, et Gourlay, 1977; Kendell, Everitt, Cooper, Sartorius, et David, 1968; Luria et McHugh, 1974; Mignolli, Faccincani, Burti, Gavioli, et Micciolo, 1988; Timsit-Berthier, Bragar, Ledent & Timsit, 1984; Von Cranach et Cooper, 1972; Wing, Birley, Cooper, Graham, et Isaacs! 1967; Wing, Cooper, et Sartorius, 1974; Wing, Nixon, Mann, et Leff, 1977.

Fidélité

Les résultats de la formation prétest des 4 interviewers infirmiers ont déjà fait l'objet d'une publication (Lesage, Cyr & Toupin, 1991). En voici le résumé.

Les 3 interviewers, des infirmières psychiatriques, ont été entraînées à l'utilisation de l'EPS sur plus 20 entrevues réalisées par chacune à tour de rôle avec deux autres interviewers et l'entraîneur (Alain Lesage). Les 10 dernières entrevues et 8 entrevues vidéo réalisées par l'entraîneur furent cotées indépendamment par les interviewers dans le but d'établir la fiabilité. Les résultats obtenus furent comparables à ceux décrits pour la version anglaise, mais pas aussi remarquables que les collègues italiens (Mignolli et coll., 1988).

16 Tableau 4: Coefficients Kappa pour les 92 items de l'EPS de l'étude de fidélité (trois juges) et de l'enchaînement des juges 4 et 5. I tem Etude de fidélité

(Juqes 1,2 3)1 Enchaînement

Juge 42 Juqe53 Item Etude de fidélité

(Juges 1, 2, 3) Enchaînement

Juge 4 | Juge5 1 ,49 ,56 .52 47 ,77 b - ,01 2 ,67 .65 ,60 48 ,42 ,31 .43 3 e e e 49 ,49 b - , 0 1 4 ,59 ,57 ,40 50 .48 .65 ,40 5 ,91 1, ,78 51 ,39 .30 ,36 6 ,67 ,51 ,58 52 b b b 7 .85 ,84 ,81 53 .74 - , 0 2 ,31 8 ,81 .46 .50 54 ,82 1, ,69 9 ,82 ,49 ,63 55 ,62 ,72 .62 10 .87 .71 ,92 56 ,63 .31 .47 11 ,70 ,75 .68 57 ,26 - ,03 ,21 12 ,43 ,04 ,27 58 ,79 .31 ,65 13 ,57 .71 ,72 59 ,63 ,57 ,46 14 ,32 ,65 .65 60 .76 ,72 .85 15 ,78 ,89 .80 61 ,32 ,46 ,43 16 ,76 ,29 .50 62 .39 ,12 ,19 17 .39 .31 ,15 63 .59 .56 ,31 18 a a a 64 ,24 .19 ,12 19 ,57 - .03 .78 65 ,85 d a a 20 .76 .54 ,58 66 .80 1, .81 21 ,69 b b 67 ,32 .31 ,31 22 ,78 ,41 .32 68 ,29 - ,02 ,19 23 ,75 .50 ,64 69 .66 ,42 ,58 24 ,56 ,61 .61 70 .69 ,65 ,71 25 .90 ,86 .86 71 ,87 1, .79 26 ,84 c a a 72 .62 a ,09 27 b, c a a 73 ,14 a b 28 .83 ,81 .79 74 ,72 .57 .57 29 ,79 .65 ,82 75 .59 - ,02 - ,01 30 .70 ,42 ,42 76 ,64 .71 ,61 31 ,56 a ,64 77 ,74 .47 - , 0 2 32 ,41 .17 ,29 78 .61 ,49 .47 33 .58 b b 79 ,43 .52 ,26 34 ,77 1, .89 80 .67 ,74 1, 35 ,93 .92 ,94 81 - ,01 - ,02 - ,01 36 .85 ,82 .65 82 b b b 37 .79 b b 83 b b b 38 1, 1. ,65 84 b b b 39 b b b 85 .23 b b 40 ,78 ,75 ,81 86 ,32 b b 41 ,70 .78 ,78 87 .52 .42 ,42 42 ,14 b b 88 - ,02 .12 .08 43 ,11 b - ,01 89 ,48 - . 0 2 ,08 44 ,74 b b 90 - ,01 - . 02 - ,01 45 1, b b 91 ,66 .74 ,65 46 ,63 .15 .15 92 ,56 .71 .63

Md ,65 .59 ,57 1 47 < n < 62, en moyenne, n=60 b 2 10 < n < 15 c 3 10 < n < 17 d a n < 10 e

Absence de variations Personnes + Juges, [0] n = 13 n = 15 item pour études spéciales en psychosomatique qui sera omis

17

Tableau 5: Répartition des coefficients kappa en fonction des 15 échelles de l'EPS (Md = ,65) i auicau -J. nc^jai uuui • VJCJ W Echelle Numérotage K Md Etendue | Commentaires

Santé 1, 2, 4 à 10 9 ,81 ,49, ,91 Anxiété autonomique 11 à 18 7a .57 ,32, ,78 Pensées et concentration 19 à 22 4 ,73 ,57, ,78 Dépression 23 à 27 4a ,80 ,56, ,90 Relation à autrui 28 à 33 6 ,64 ,41, ,83 Appétit 34 à 39 5a ,85 ,77, 1, Irritabilité 40 Expansivité 41 à 43 3 - ,11. .70 #42:,14 Expansivité

#43:,11 Obsessions 44 à 46 3 ,74 ,63, 1, Déréalisation - 47 à 49 3 ,49 ,42, ,77 dépersonnalisation Autres phénomènes 50 à 54 4a - .39, ,82 #50:,48 perceptuels #51:,39 Délires (passivité) 55 à 59 5 ,63 ,26, ,79 #57:,26 Hallucinations 60 à 70 11 ,59 ,24, ,85 #64:,24

#68:,29 #61:,32 #67:,32

Délires 71 à 87 14 a

,60 - ,01, ,87 #81:-,01 #73:,14 #85:,23 #86:,32

Délires dépressifs 88 à 92 5 ,48 - ,02, ,66 #88:-,02 #90:-,01

K Le nombre d'items composant l'échelle a Le nombre d'items effectifs est inférieur au nombre d'items présents dans l'échelle

Ces résultats permettaient de procéder à l'étude principale de fiabilité et de validation de l'EPS. Deux devis de mesure de la fidélité ont pu être effectués: un accord interjuges à partir de l'enregistrement sur bandes audio et un test-retest. Lors de l'étude, les interviewers ont enregistré un total de 62 entrevues sur les 276 sujets de l'étude; les trois interviewers ont écouté et coté indépendamment les 62 entrevues enregistrées. De plus, 36 sujets ont été réinterviewés par le même interviewer en dedans d'une semaine de l'entrevue originale (test-retest). Enfin, il a été possible de considérer l'impact de deux interviewers supplémentaires dans 19 cas test-retests et 17 cas d'accord interjuges.

Les taux d'accord interjuges obtenus lors de l'étude principale sur les items et un résumé des résultats par sous-échelles sont indiqués aux tableaux 4 et 5 (Kappa), 6 et 7 (Coefficient intraclasse; RIC). Il faut souligner que les indices d'accord sont ici mesurés entre les 3 interviewers et qu'il n'y a pas de comparaison avec l'entraîneur, ce qui correspond à la situation lors de la plupart des études. L'examen des tableaux résumés 5 et 7 est plus facile. On constate d'abord que les taux d'accords étaient supérieurs pour la section de symptômes névrotiques (santé, anxiété autonomique, pensée et concentration, dépression, relation à autrui, appétit, irritabilité, obsessions, déréalisation) que la section psychotique (autres phénomènes perceptuels, délires, hallucinations). Les taux d'accord de la section névrotique sont très bons sauf pour la section déréalisation. Ceux de la section psychotique sont bons pour les délires et hallucinations et plutôt faibles pour les délires dépressifs. Les deux sections plus problématiques, celles de la déréalisation et celle des délires dépressifs, étaient composés de nombreux items de fréquence inférieure à 5% (voir à l'appendice 1 les tableaux 525, 531 I les moyennes pour une approximation des fréquences des items), ce qui doit nous rendre circonspect dans l'utilisation du Kappa. La section d'expansivité devient

18 Tableau 6: Coefficients de RIC de l'étude de fidélité pour les items de l'EPS Item Etude de fidélité Enchaînement Item Etude de fidélité Enchaînement

(Juges 1,2 3)1 Juge 42 | Juqe53 (Juges 1,2, 3) Juge 4 | Juge5

1 ,65 ,70 ,66 47 ,77 b b 2 ,77 ,83 ,65 48 ,74 ,33 ,67 3 a a a 49 ,71 b ,00 4 .77 .66 .54 50 ,49 .67 a 5 .96 1. .95 51 ,50

.67 a a

6 ,86 ,77 .88 52 b b a 7 ,92 ,91 ,91 53 1, a a 8 ,90 ,49 ,75 54 ,96 1, ,71 9 ,87 ,50 ,67 55 ,96 1, 1, 10 ,96 ,96 ,97 56 ,60 ,33 ,49 11 .60 ,90 ,68 57 ,50

,33 b b

12 ,33 ,19 .36 58 ,71 b ,67 13 ,83 1. a 59 .80 ,72 ,68 14 .00 b a 60 .74 ,76 .94 15 ,81 1. a 61 .34 ,00 a 16 ,92 b a 62 .45 - ,03 a 17 ,72 ,33 ,27 63 .62 ,66 a 18 a a a 64 .33 ,33 a 19 1, .00 1, 65 ,86 c a a 20 .90 .84 .75 66 ,82 1. .87 21 .94 b b 67 ,44 ,33 a 22 ,95 ,33 - ,02 68 ,33 ,00 ,21 23 ,89 ,87 .87 69 ,86

,00 b ,85

24 ,77 ,64 .71 70 ,71 ,87 ,67 25 .96 ,94 ,94 71 .98 1, a 26 ,97 c a a 72 .86 a a 27 ,96 c a a 73 .30 a a 28 .90 ,91 ,89 74 .91 ,88 ,89 29 ,87 .87 ,90 75 .72 b .00 30 ,81 b b 76 ,86 ,87 ,82 31 ,58 a a 77 ,93 ,00 ,00 32 ,34 a a 78 ,69 ,51 ,49 33 ,91 a a 79 ,67 ,61 a 34 ,84 1. 1, 80 ,75 ,92 a 35 ,98 .97 .98 81 .00 .00 a 36 .87 1, .66 82 b

.00 b a

37 1, b a 83 b b a 38 1, a a 84 b b a 39 b a a 85 ,33 b a 40 .89 ,74 ,74 86 ,33 b a 41 ,84 ,79 ,79 87 .60 ,48 a 42 ,40 b b 88 .00 ,09 a 43 ,00 a a 89 ,75 b a 44 1, b b 90 ,00 ,00 a 45 1. b b 91 ,86 ,86 a 46 .83 a b 92 ,70 ,79 a

Md .81 ,76 .73

1 29 < n < 61, en moyenne, n = 53 a n < 10 2 10 < n < 15 b Absence de variations Personnes ou Juges [0] 3 10 < n < 17 c 12 < n < 16

19

Tableau 7: Echelle Numérotage K Md Étendue Commentaires

Santé 1, 2, 4 à 10 9 .87 .65, ,96 Anxiété autonomique 11 à 18 7a .72 .00, ,92 #14:,00

Pensées et concentration #12:,33

Pensées et concentration 19 à 22 4 .95 .90, 1, Dépression 23 à 27 5 .96 .77, ,97 Relation à autrui 28 à 33 6 .84 .34, ,91 #32:,34 Appétit 34 à 39 5a ,98 .84, ,1,

#32:,34

Irritabilité 40 .84, ,1,

Expansivité 41 à 43 3 40 .00, ,84 #43:0,0 #42:,40

Obssessions 44 à 46 3 .83, 1, #42:,40

Déréalisation - 47 à 49 3 .74 ,71. ,77 dépersonnalisation

.74 ,71. ,77

Autres phénomènes 50 à 54 4a .49, 1, #50:,49 perceptuels

.49, 1, #51:,50

Délires (passivité) 55 à 59 5 .71 ,50, ,96 #51:,50

Hallucinations 60 à 70 11 .62 .33, ,86 #64:,33 #68:,33

Délires #61:3,4

Délires 71 à 87 14 .71 ,00, ,98 #81:,00 #73:,30 #85:,33

Délires dépressifs #86:,33

Délires dépressifs 88 à 92 5 - .00, ,86 #88:,00

IS 1 ~ 1 j » : * a II ' 11

#90:,00

a Le nombre d'items effectifs est inférieur au nombre d'items présents dans l'échelle

problématique avec le RIC, encore ici la basse fréquence des items de la section doit nous rendre circonspect dans toute interprétation.

H'a,,.r0cDn„ n , i l , / e K , a m e r 1® P r o ° é d u r e jest-retest (tableaux 8 et 9) permet de mettre en évidence d autres points faibles Cette procedure présente l'avantage d'introduire d'autres sources de variabilité «mphquees dans la habilite d'un instrument: il s'agit d'un test plus sévère de ce dernier quant à sa fidé té La procedure met en evidence l'instabilité de la section des obsessions, confirme celle de la derealisation et des dehres dépressifs à cause de leur faible fréquence. Par ailleurs on est un peu surpris des difficu tes des sous-echelles de pensée/concentration et des hallucinations. Des e x p l i c a t e s separees s.mposent. Dans le cas de la concentration, il s'agit des items les plus à même de S jour en pu r et meme dans une journée pour un individu donné. Le test-retest impliquant un délai d'au plus deux semaines entre 2 entrevues, cette explication est plausible si on accepte que les sujets repondent pour cette echelle en fonction de l'état du moment et non pas t a T e n fonctfon d i s instructions de rapporter le symptôme sur tout le dernier mois. La sous-échelle des hallucination^ impliquerait un autre type d'explication. Comme les sujets souffraient de t oubles psycho . ïue chroniques en general, nous pensons que leur état était peu à même de varier; par ai H e u r f c o m m e les differences entre les sect,ons variaient peu d'un devis à l'autre, il est peu pmbab e queTeT smets réagissaient très différemment d'un interviewer à l'autre II reste donc comme « v n i ^ . v L i t , | t s

pour cette section des hallucinations, les i n t e r v i e w e r f ^ ^ ^ ^ ^

comparable ma,s en menant I entrevue contre-interrogeaient les sujets de façon d i f f é ren t la f o m a b n et les verifications en cours d'étude avaient été insuffisantes. amerente. la formation

2 0 Tableau 8: Coefficients de corrélation test-retest, moyenne et variance aux deux moments de la prise des mesures pour chaque item de l'EPS. te m

Moment

M |

1

S2

Moment

M |

2

S2

r1 Item Moment

M |

1

S2

Moment

M |

2

S2

r

1 ,46 ,33 ,38 ,39 ,64 47 ,17 ,22 ,10 ,18 ,86 2 ,26 ,19 ,22 ,21 ,48 48 ,12 ,18 ,12 ,22 ,51 3 b,a b, a b, a 49 ,17 ,26 ,17 ,26 ,40 4 ,39 ,44 ,30 ,33 ,52 50 ,02 ,02 ,10 .18 ,70 5 ,20 ,24 ,20 ,28 ,52 51 ,08 ,16 .16 ,26 ,77 6 ,37 ,32 ,44 ,44 ,65 52 a ,04 .08 a 7 ,29 ,37 ,23 ,30 ,84 53 ,06 ,06 ,14 ,25 ,81 8 ,32 ,34 ,35 ,38 ,71 54 ,08 ,08 ,18 .31 ,52 9 ,17 ,19 ,20 ,25 ,72 55 ,12 ,15 ,16 ,26 .60 10 ,37 ,51 ,44 ,44 ,76 56 ,04 ,04 a a 11 ,13 ,16 ,19 ,23 .78 57 ,02 ,02 a a 12 ,06 ,05 ,13 ,22 ,45 58 ,07 ,11 ,14 .20 ,85 13 ,25 ,39 ,29 ,49 ,73 59 ,50 ,67 ,39 ,52 ,52 14 ,06 ,10 ,06 ,09 1, 60 ,11 ,17 ,06 ,05 ,13 15 ,06 ,06 ,06 ,10 ,22 61 ,26 ,42 ,27 .48 ,79 16 ,08 ,08 .10 ,17 ,46 62 ,16 ,25 ,25 ,39 ,29 17 ,08 ,11 ,13 ,19 ,72 63 ,36 ,54 ,31 ,46 ,56 18 ,18 ,16 ,40 ,49 b 64 ,07 ,11 ,15 ,25 ,28 19 ,21 ,25 ,18 ,23 ,54 65 1,88 ,87 1,67 1,18 ,37 « 20 ,22 ,29 ,18 ,31 ,71 66 ,13 ,23 ,15 ,25 -.09 21 ,17 ,26 ,18 ,24 ,36 67 a a a 22 ,20 ,32 ,12 ,14 ,34 68 ,13 ,23 ,11 ,21 .15 23 ,39 ,36 ,32 ,30 ,76 69 ,06 ,09 ,04 ,08 ,89 24 ,15 ,16 ,16 ,18 .73 70 ,18 ,30 ,21 .36 ,69 25 ,13 ,11 ,09 ,09 ,83 71 ,24 ,38 ,34 ,54 ,57 26 ,45 ,68 ,26 ,43 ,75 C 72 ,28 ,47 ,44 ,61 ,41 27 ,75 ,62 ,77 ,76 ,55 C 73 ,15 ,26 ,22 ,36 ,61 28 ,33 ,34 ,31 ,37 ,51 74 ,56 ,78 ,48 ,69 ,69 29 ,04 ,04 ,06 ,06 -,05 75 ,10 ,17 ,07 .11 ,73 30 ,09 ,13 ,08 ,11 .76 76 .54 ,78 ,56 .76 ,81 31 ,21 ,30 ,30 ,34 ,60 77 ,06 ,09 ,16 ,30 ,42 32 ,04 ,04 ,09 ,13 .95 78 ,54 ,72 ,47 ,68 ,72 33 ,11 ,14 ,06 ,10 ,84 79 ,31 ,49 .19 ,35 ,66 34 ,30 ,44 ,29 ,40 ,87 80 ,17 ,30 ,08 ,15 ,30 35 ,26 ,42 .24 ,41 ,80 81 ,02 ,02 a a 36 ,29 ,33 ,19 ,23 ,72 82 ,04 ,08 a a 37 a ,09 ,17 a 83 ,04 ,04 ,08 ,19 ,66 38 ,02 ,02 ,09 ,17 -.04 84 a a a 39 a ,02 ,02 a 85 a ,04 ,09 a 40 ,76 1, ,83 ,90 ,57 86 ,11 ,22 ,16 ,30 ,64 41 ,26 ,43 ,27 ,37 ,85 87 ,17 ,30 ,08 ,15 ,30 42 ,18 ,27 ,24 ,30 .72 88 ,12 ,18 ,13 ,23 ,42 43 ,10 ,19 ,17 ,20 ,86 89 ,06 ,05 ,02 ,02 ,57 44 ,04 ,04 a a 90 ,04 ,04 .04 .08 -,02 45 ,04 .08 ,04 ,08 1, 91 ,04 ,07 ,04 ,08 -.02 46 ,06 ,06 ,12 ,19 ,22 92 ,11 ,18 ,12 ,18 ,95

Md ,64

1 36 < n < 55, en moyenne, n = 50 c n = 15 a Absence de variation à l'un ou l'autre des moments d n = 17 b n < 10 e n = 13

21

Tableau 9: Répartition des coefficients de corrélation test-retest en fonction des 15 échelles de 1 L_ I O \IVIU — ,

Echelle | Numérotage K Md Etendue | Commentaires

Santé 1, 2, 4 à 10 9 ,65 ,48, ,84 Anxiété autonomique 11 à 18 7a ,72 ,22, 1, #15:22 Pensée et concentration 19 à 22 4 ,45 ,35, ,71 #22:34

#21:36 Dépression 23 à 27 5 ,75 ,55, ,83

#29:-05 Relation à autrui 28 à 33 6 .68 -.05, ,95 #29:-05 Appétit 34 à 39 4a ,76 -,04, ,87 #38:-04 Irritabilité 40 Expansivité 41 à 43 3 ,85 .72, ,86

#46:22 Obsessions 44 à 46 2a - ,22, 1, #46:22 Déréalisation- 47 à 49 3 ,51 ,40, ,86 dépersonnalisation Autres phénomènes 50 à 54 4a ,74 ,52, ,81 perceptuels Délires (passivité) 55 à 59 3a ,60 ,52, ,85 Hallucinations 60 à 70 10

a ,33 -.09, ,89 #66:-09

#60:13 #68:15 #64:28 #62:29

Délires 71 à 87 13 a

,64 ,30, ,81 #80:30 #87:30

Délires dépressifs 88 à 92 5 ,42 -,02, 95 #90:-02 #91 :-02

Les comparaisons suivantes peuvent être relevées dans la littérature anglo-saxonne. Cooper et al. (1977) de même que Kendell et al. (1968) ont observé un Kappa moyen de ,73 et ,74 pour l'ensemble des items de l'EPS-version 8. Certains symptômes rapportés par Wing et ses collaborateurs (1977) comme l'humeur dépressive (item 23) montrait un Kappa de ,84 et ,80, alors que nous avons obtenu également un excellent accord de .75. Les problèmes rencontrés avec la sous-échelle des obsessions avaient été signalées par Mignolli et al. (1988) qui avaient par ailleurs obtenu des accords exceptionnels. Von Cranach et al. (1972) ont également remarqué un pauvre accord sur la section des signes (items 93 à 138) qu'ils attribuaient à la brève période d'observation représentée par l'entrevue.

L'accord plus faible sur les sous-échelles psychotiques souligne l'importance de la formation où il faut insister sur la définition de ces items et leur mise en évidence chez des cas les illustrant. Toutefois, nous nous croyons autorisés à affirmer que des phénomènes psychotiques peuvent être correctement identifiés et classifiés par des interviewers comme des infirmières psychiatriques ou d'autres cliniciens adéquatement formés. On ne saurait trop insister que l'EPS ne pourra être utilisé lors d'études que si les chercheurs ont pu démontrer que leurs interviewers atteignent des niveaux d'accord adéquats là où des faiblesses ont été signalées.

Évidemment, l'accord basé sur celui des items individuels est plus strict que celui basé sur le score de plusieurs items, comme c'est le cas lorsqu'on construit des sous-échelles. Des items de fidélité plutôt faible peuvent trouver place dans des sous-échelles démontrées cohérentes.

22 La construction des grandes échelles de l'EPS

La fermeté du cadre théorique sous-jacent, soit la nosologie d'inspiration kraepelinienne, de même que la complexité des phénomènes en cause autorisent et méritent l'application rigoureuse de la technique d'analyse d'items convergente-divergente itérative hiérarchisée. Dans un premier temps, les 92 items de l'EPS furent regroupés en neuf grandes échelles initiales, soit un bloc névrotique de trois échelles (Anxiété, Concentration et Dépression névrotique), un bloc psychotique comprenant cinq échelles (Hallucinations, Délires, Manie, Délires de passivité et Dépression psychotique) et enfin une échelle intermédiaire sur le plan de la pathologie, Borderline. Le tableau 10 rapporte les numéros des items dans chaque échelle de même que les inévitables abréviations de travail qui seront utilisées ici.

Tableau 10: Répartition des 91 items de l'EPS en neuf échelles initiales Echelle Numérotation des items

Anxiété (Ax) #1 à #18, en excluant #3, #44 à #46 Concentration (Conc) #19 à #22 Dépression névrotique (Depnev) #23 à #40 "Borderline" (Border) #47 à #54 Hallucinations (Halluc) #60 à # 70 Délires (Délir) #71 à #74; #78 à #87 Manie (Mania) #41 à #43; #75 à #77 Délires de passivité (Delpass) #55 à #59 Dépression psychotique (Deppsy) #88 à #92

Nous avons jugé plus prudent d'évaluer d'abord dans quelle mesure il y avait discrimination entre ces trois sphères de la pathologie en posant l'hypothèse d'une corrélation faible entre les blocs névrotique et psychotique, sans que nous ne puissions nous prononcer plus précisément sur la nature de l'échelle Border. Tel que prévu, la relation entre l'aspect névrotique et l'aspect psychotique est plutôt mince, soit ,13. De plus, une corrélation de ,43 entre l'échelle Border et le bloc névrotique suggère l'aspect nettement plus névrotique, du moins provisoirement, des symptômes-frontières. La corrélation entre l'échelle Border et l'échelle psychotique est de ,17.

1. La construction des trois échelles du bloc névrotique

À ce stade-ci, trois étapes itératives furent nécessaires pour mener à bien l'élaboration des échelles Nax, Conc et Depnev. Elles sont décrites assez succintement afin de mettre en relief leurs points forts et leurs points faibles, d'attirer l'attention sur certains problèmes et de justifier les décisions successives.

Les échelles Nax, Conc et Depnev furent d'abord envisagées sous l'angle de leur structure interne respective. Le tableau 11 présente pour chacune d'entre elles le coefficient alpha, l'oscillation des corrélations item-total de même que leur valeur médiane.

Tableau 11: Coefficient alpha, l'oscillation des corrélations item-total et leur valeur médiane . Échelle Alpha Oscillation Médiane

Nax 75 02 à 62 29 Conc 68 44 à 58 46 Depnev 72 11 à 66 26

105

Par ailleurs, l'analyse de la matrice R de l'échelle Nax montre d'abord le comportement énigmatique du trio d'items #44, 45 et 46. Ceux-ci sont fréquemment en corrélation négative avec les autres items de l'échelle et, en plus, ils ne parviennent pas à former eux-mêmes un noyau puisqu'ils entretiennent entre eux des corrélations négatives! On peut donc d'ores et déjà envisager leur exclusion. Si tel était le cas, l'oscillation de l'échelle Nax serait réduite puisque la r,t minimale est de 0,13 (avant exclusion effective des items #44 à 46),

Par ailleurs, l'analyse de la matrice R de l'échelle Depnev soulève quelques interrogations: on distingue nettement un important noyau très homogène, soit les items #23 à 27. C'est sans doute l'existence de ce noyau dans la matrice qui provoque dans l'échelle de substantielles oscillations des rjt, soit de ,11 à ,66. Au terme de cette étape, donc, trois décisions furent prises: l'exclusion des items #44 à #46 de l'échelle Nax; former deux nouvelles échelles à partir de Depnev, soit Depcore, les items #23 à #27 dont le dénominateur commun est une forme de centralité de la dépression et une échelle Depnev 13, c'est-à-dire les items restants de l'ancienne échelle Depnev. Enfin, l'allure adéquate de l'échelle Conc nous incite, pour le moment du moins, à la laisser intacte.

Etape 2

Le tableau 12 présente, tout comme tantôt, les coefficients alpha, les oscillations des rjt I e u r

valeur médiane, de même, lorsqu'il y a lieu, l'évolution entre la première et la seconde étape sur la base des coefficients alpha.

Tableau 12: Coefficient alpha, l'oscillation des corrélations item-total et leur va eur médiane . Échelle | Étape Alpha Oscillation Médiane

Nax 2 76 21 à 62 33 Conc 1 75

2 68 44 à 58 46 Depcore 2 82 48 à 73 59 Depnev 13 2 53 09 à 37 25

1 72

On constatera d'abord que l'échelle Nax s'est légèrement améliorée et ce, en dépit de la perte de trois items. De son côté, comme le laissait deviner la matrice R, la nouvelle échelle Depcore a fière allure avec un alpha de ,82 avec seulement 5 items. Cependant, l'échelle Depnev ressort considérablement appauvrie de cette seconde étape: son alpha passe de ,72 à ,53. Une réduction aussi draconienne ne peut être attribuée uniquement à la perte de cinq items; nous avons mené une trentaine d'analyses séparées avant de nous rendre compte que l'échelle Depnev 13 souffrait de l'absence des items de la nouvelle échelle Depcore, justement considérée comme centrale au phénomène de la dépression. De plus, l'échelle Depnev présentait comme défaut majeur de perdre une partie de son pouvoir discriminatif: sur 39 corrélations divergentes (13 items X 3 échelles), il y en a le tiers (12) qui sont égales ou supérieures aux corrélations divergentes (voir tableau 86, appendice 1). Nous avons donc renoncé à créer deux échelles liées à la dépression et nous sommes revenus à l'échelle initiale Depnev de 18 items. Le tableau 13 présente les corrélations entre les trois échelles de même que les coefficients alpha entre parenthèses.

24

Ces résultats provisoires pour l'ensemble du bloc névrotique vont cependant nous servir encore comme assise à la construction de l'échelle Border.

2. La construction de l'échelle Border à l'aide du bloc névrotique

L'échelle Border a un caractère névrotique marqué en vertu d'une corrélation de ,43. Il fut donc décidé d'étudier la structure interne de cette échelle au moyen d'analyses d'item impliquant les échelles Nax, Conc et Depnev. Le tableau 14 montre un résumé de l'analyse d'items convergente/divergente avec le bloc névrotique.

Tableau 14: Analyse d'items convergente/divergente de l'échelle Border avec le bloc névrotique. Item Ir i t | Nax | Conc | Depnev

47 37 14 22 18 48 38 19 39 28 49 51 23 28 28 50 29 - 05 10 51 45 09 27 21 52 28 04 12 07 53 44 15 26 33 54 27 18 25 32

Alpha Ht

68 25 43 42

Bien que la structure interne de l'échelle Border soit adéquate, il y a peut-être encore place à l'amélioration en ce qui concerne les corrélations divergentes. Deux d'entre elles furent examinées avec plus de soin: l'item 48 corrèle à ,39 avec l'échelle Conc et l'item 54 lui, à ,32 avec l'échelle Depnev. Puisque aucune explication plausible sur le plan théorique n'a pu être formulée pour rendre compte de l'item #48 et que d'autre part, l'échelle Depnev aurait tout à gagner de l'ajout d'un item supplémentaire théoriquement lié à cette dernière, la dernière modification fut d'intégrer l'item 54 à l'échelle Depnev. Le tableau 15 rapporte les intercorrélations entre ces quatre échelles.

Tableau 15: Corré ations entre les quatre échelles Nax, Conc, Depnev et Border Nax Conc Depnev Border

Nax Conc Depnev Border

27 51 48

22 40 39

3. La construction des échelles du bloc psychotique

La construction des échelles du bloc psychotique procède de la même manière que pour les échelles précédentes, mais s'est avérée un peu plus complexe puisque nous avons dû faire intervenir des données relatives à l'accord interjuges.

25

Étape 1

Le tableau 16 présente les résultats des analyses convergentes des cinq échelles Halluc, Delir, Mania, Delpass et Deppsy. La structure interne de l'échelle Halluc, tant ses corrélations item-total que sa matrice R, s'avèrant nettement plus adéquate que les quatre autres, nous décidons alors de laisser intacte cette échelle et de nous en servir comme d'un pivot en quelque sorte pour construire les autres. Tout à l'opposé se retrouve l'échelle Deppsy qui n'augure rien de bon: cette échelle est donc immédiatement rejetée tout en espérant pouvoir. relocaliser certains de ses items au sein d'autres échelles.

Tableau 16: pass et Deppsy Echelle Alpha Oscillation Médiane

Halluc 75 19 à 72 40 Delir1 61 -02 à 43 25 Mania 57 22 à 48 34 Delpass 52 23 à 40 34 Deppsy 16 02 à 20 06

De plus, l'échelle Mania présente une énigmatique matrice R: composée de six items, les items #41 à #43 et #75 à #77, elle se scinde nettement en deux noyaux qui n'entretiennent guère de relations substantielles entre eux. De plus, les items du second noyau, #75 à #77 connaissent les corrélations divergentes importantes avec l'échelle Délir. Nous avons donc décidé de renforcer cette dernière en lui ajoutant ces trois items tout en l'amputant de deux items nuisibles, #83 et #85; de laisser évoluer Mania avec un trio minuscule d'items, #41 à #43 et en conservant Halluc comme pivot.

Étape 2

Le tableau 17 montre les résultats de ces importantes modifications tout en mettant en relief l'évolution entre les deux étapes. L'échelle Delir s'est considérablement améliorée en passant d'un alpha de ,61 à ,72. De son côté, l'échelle Mania avec la moitié moins d'items voit son alpha passer de ,57 à ,76. Une augmentation aussi draconienne n'est pas surprenante d'une part, mais ne laisse pas d'inquiéter puisqu'elle témoigne d'une purification excessive et indique éventuellement le paradoxe de l'atténuation (Loevinger, 1954).

Tableau 17: Résumé pour chaque étape et chaque échelle des coefficients alpha, de leur oscillation et de leurs médianes. Échelle Étape Alpha Oscillations Médianes

Halluc 2 75 Delir 2 72 13 à 53 32

1 61 Mania 2 76 54 à 78 56

1 57 Delpass 2 52

1 L'item 84 a déjà été enlevé puisque sa variance était nulle.

105

Nous décidons donc d'une dernière étape où nous éliminerions purement et simplement l'échelle Mania. Non seulement elle est d'une pureté suspecte, mais deux de ses trois items avaient été signalés dans la section précédente sur l'accord interjuges comme étant problématiques. De plus, afin de renforcer l'échelle Delpass, encore un peu fragile, nous décidons de rapatrier les items #71 et #81 de l'échelle Delir à l'échelle Delpass.

Le tableau 88 (appendice 1) comporte donc les données finales des échelles définitives sur le plan de la consistance interne et de l'analyse convergente-divergente. La tableau 18 lui donne un aperçu des dernières corrélations entre les sept échelles conservées dans l'EPS.

Tableau 18 : Corrélations entre les sept échelles finales de l'EPS Nax Conc Dep N Bord Halluc Dél Mn Del P Dép 41

Nax 27 51 25 07 - - 09 09 Conc 48 43 06 - - 07 08 Dep N 42 20 08 - 23 22 Bord 17 02 06 27 22 Halluc 52 21 42 21 Dél 51 42 23 Mn 32 16 Del P 32 Dép 41

Nous terminons le tout par une réévaluation du cadre théorique sous-jacent à l'EPS et aux analyses d'items que nous avons menées, c'est-à-dire la distinction classique névrotique-psychotique. Nous avons alors mené une simple analyse factorielle exploratoire: une analyse en composantes principales avec 1 dans la diagonale suivie d'une rotation Varimax (Kaiser, 1958). Le tableau 19 expose les résultats: les deux premiers facteurs névrotique, l'autre psychotique expliquent respectivement 32% et 27% de la variance totale.

Tableau 19: Structure factorielle des 7 échelles de l'EPS et lambda Échelle Facteurs Échelle

i i n

Nax 67 -00 Conc 75 -07 Depnev 81 15 Border 67 15 Halluc 12 80 Delir -16 80 Delpass 21 77

X 2,21 1,92

Fidélité test-retest des échelles finales de l'EPS

Le tableau 20 présente les statistiques descriptives pour les deux moments, de même que les corrélations test-retest obtenues. Dans l'ensemble, ces corrélations confirment l'accord interjuges et le test-retest sur les items décrits jusqu'à maintenant. Premièrement, la section névrotique (anxiété névrotique et dépression névrotique en particulier) est fort satisfaisante; la section frontière et la section psychotique (hallucinations, délires et délires de passivité) sont plus faibles que la section névrotique. Une analyse plus détaillée montre une certaine instabilité de la sous-échelle concentration, pour laquelle l'explication founie plus haut quant à l'instabilité de ces phénomènes, demeure valide. L'analyse

27 Tableau 20: Moyenne et écart-type aux moments 1 et 2 des échelles de l'EPS et corrélation test-retest (n=53)

Échelles Moment 1 Moment 2 r 1 Échelles M é.t. M é.t.

r 1

1 Anxiété névrotique (Nax) 3,40 3,70 3,60 4,76 ,80 2 Concentration (Conc) ,72 1,56 .60 1,49 ,65 ^ 3 Dépres, névrotique (Dep) 3,19 3,48 3,26 3,85 ,73 4 Frontière (Border) .58 1,46 ,83 2,16 ,59 5 Hallucinations (Halluc) 2,06 2,92 2,08 3,31 .65 6 Délires (Delir) 2,51 2,58 2,49 3,01 ,56 7, Délires de passivité (Pass) ,72 1 f20 .68 1,27 .56

1 p< ,001 2 La corrélation passe de ,65 à ,42 si l'on exclut un sujet parmi les 53,

convergente-divergente des corrélations des sous-échelles confirme l'adéquation de la section névrotique et une certaine fragilité des sous-échelles de la section psychotique. La conclusion précédente obtenue lors de l'analyse du test-retest des items doit donc être généralisée ainsi, à savoir qu'une attention supplémentaire devra être portée lors de la formation au niveau de la section psychotique. Avec une certaine prudence, les sous-échelles psychotiques demeurent utilisables pour des analyses ultérieures.

Validité

Corrélations entre les patients et le personnel soignant

L'EPS est une entrevue destinée aux patients afin d'évaluer les symptômes qu'ils présentent. Ainsi, il ne peut être complété par une tierce personne; ce qui rend la validité convergente entre l'évaluation des patients et celle d'un des membres du personnel soignant non-pertinente.

Analyses discriminantes

La capacrté de l'EPS et de ses échelles à discriminer les dimensions pertinentes à l'évolution et à l'évaluation des besoins des personnes souffrant de maladies mentales sévères a été examinée. Les deux principales dimensions d'intérêt étaient la chronicité de la maladie et les services reçus. L'EPS permet la mesure de la nature et de l'intensité de la psychopathologie vécue par un individu à un moment donné. Une maladie plus chronique devrait s'associer à une psychopathologie plus sévère et encore active; par ailleurs, l'évolution des maladies mentales psychotiques comme la schizophrénie est plus chronique chez les hommes; les manifestations plus fluides de la maladie pourraient s'amenuiser avec l'âge. Les individus plus malades devraient se retrouver dans des milieux de soins plus supervisés (c'est-à-dire que les sujets hospitalisés devraient avoir plus de symptômes que les sujets vivant dans la communauté. Enfin, l'EPS devrait distinguer la nature de certains diagnostics.

Les indices retenus pour exprimer la dimension de la chronicité sont les suivants: Age, Sexe Durée des hospitalisations antérieures, pour la dimension besoins de services, l'indice retenu est le niveau de services reçu par le sujet (Sous-groupe) lequel avait servi de stratification dans notre échantillonnage. Enfin, pour la nature de la maladie, l'indice du diagnostic principal au dossier a été retenu.

Le tableau 22 synthétise les rapports discriminants significatifs obtenus dans les différentes dimensions et leurs indices pour les échelles de l'EPS. Selon les propriétés psychométriques de l'indice des tests différents ont été appliqués: analyse de variance à un facteur (âge; sexe- diagnostic- sous-groupe) ou corrélation de Pearson (durée des hospitalisations antérieures). Un seuil de sianification de 5% a été utilisé f : < ou = 5%). *

2 8 Tableau 22: Résumé des résultats discriminants obtenus sur les échelles de l'EPS en fonction des indices d'âge, de sexe de chronicité, de diagnostics et de sous-groupes de services

— É C ^ E L L E S D E L . E P S

NAX CONC DEP BORDER HALLUC DELIR PASS NEVROTI PSYCHOTI

AGE SEXE DUREE HOSPITALI-SATIONS ANTÉRIEURES DIAGNOSTIC * SOUS-GROUPE DE SERVICES

SOUS-ÉCHELLES DE L'EPS: NAX (anxiété); CONC (concentration); DEP (dépression); BORDER (limite); HALLUC (hallucination); DELIR (délires); PASS (délires de passivité); NEVROTI (NAX+CONC+BORDER); PSYCHOTI (HALLUC+DELIR+PASS).

Aucun des indices choisis pour illustrer la dimension chronicité ou associés à une évolution plus chronique comme le sexe ou l'âge, n'ont été discriminés par les échelles de psychopathologie. Ceci est le plus probablement dû à la nature des échantillons choisis. En effet, tous les sujets de l'étude étaient connus comme souffrant actuellement (si de court terme) ou ayant souffert (pour certains sujets de long terme) de maladie mentale de type psychotique. Or, les sujets ayant une courte histoire psychiatrique étaient plus jeunes et généralement hospitalisés au court terme; les sujets plus âgés et avec une histoire plus longue étaient hospitalisés au long terme- tous souffrant de maladie suffisante pour justifier une hospitalisation. Par ailleurs, les sujets à court terme "à succès" devaient avoir moins de symptômes, comme ceux à long terme "à succès"-les premiers devaient être plus jeunes, les seconds plus vieux. Ces sous-groupes se neutralisaient en moyenne pour cacher l'association entre durée des hospitalisations ou âge et psychopathologie.

La psychopathologie est partiellement distinguée: le diagnostic est discriminé par l'échelle globale psychotique, la sous-échelle délire et celle d'anxiété. Le tableau 22 indique la moyenne des scores de ces trois sous-échelles en fonction des diagnostics trouvés au dossier. L'échelle de symptômes non-psychotiques peut surprendre à prime abord: les sujets souffrant de la condition la moins sévère (PMD) présentant le plus de symptômes ici. Toutefois, sous cet en-tête on inclut les dépressions psychotiques qui s'accompagnent d'importants symptômes d'anxiété. Il est aussi possible que ces patients reçoivent moins de tranquillisants majeurs que ceux identifiés comme souffrant de schizophrénie, mais plutôt des stabilisateurs de l'humeur comme le Lithium: ils seraient affectés de plus de symptômes d'anxiété. Ceci suggérerait d'examiner dans ces cas l'impact de ces symptômes et la pertinence d'une intervention spécifique (p. ex. médication; technique de relaxation; etc). L'échelle des délires et celle globale des symptômes psychotiques apportent le même type de discrimination: la maladie psychotique la plus sévère, la schizophrénie, s'associe aux scores les plus élevés de ces échelles, par rapport à la PMD et la forme schizophréniforme (schizophrénie à manifestations cliniques partielles). Ici l'EPS se comporte comme prévu.

La dimension des services reçus est bien discriminée par les échelles psychotiques de l'EPS et le tableau 23 illustre les moyennes obtenues à l'échelle globale psychotique. On note que les patients hospitalisés obtiennent les plus hauts scores à la mesure de la sévérité de la maladie, ce qui est dans le sens attendu. De plus, les sujets hospitalisés au long terme sont ceux présentant la psychopathologie la plus importante, ce qui également fait sens. Par ailleurs, les sujets de long terme se trouvant dans la communauté "à succès" depuis plus de 1,5 an ou moins de 6 mois étaient en fait des patients de pavillon (ressource résidentielle protégée) et ils ne sont pas discriminés par l'EPS. Les patients orientés vers les pavillons sont généralement considérés comme plus lourds que ceux dirigés vers les familles d'accueil et ceci est confirmé par l'EPS. Les patients de courte durée en externe depuis moins

29

Tableau 22: Score moyen d'échelles de l'EPS en fonction du diagnostic au dossier i a u i c a u . w w v i v i • iw

Groupe Nombre Moyenne Intervalles i a u i c a u . w w v i v i • iw

Groupe Moyenne de confiance à 95%

échelle NAX: anxiété

Schizophrénie 160 5.02 4.01à 6.03 Schizophréniforme 32 3.63 2.30 à 4.96 Schizoaffectif 34 5.09 3.00 à 7.18 PMD 42 7.98 5.35 à 10.60

échelle DELIR: délires

Schizophrénie 160 4.96 4.04 à 5.88 Schizophréniforme 32 2.13 0.91 à 3.34 Schizoaffectif 34 3.97 2.26 à 5.69 PMD 42 1.90 0.78 à 3.03

échelle PSYCHOTI: échelle globale des symptômes psychotiques

Schizophrénie 160 10.48 8.64 à 12.33 Schizophréniforme 32 5.84 2.89 à 8.80 Schizoaffectif 34 9.76 6.01 à 13.52 PMD 42 4.76 1.80 à 7.73

de 6 mois se distinguaient clairement de ceux hospitalisés: on doit effectivement s'attendre à ce que les sujets reçoivent leur congé lorsque leur état mental est stabilisé- ceci est confirmé par les échelles psychotiques EPS. Enfin, il y avait une tendance non-significative pour les sujets de courte durée qui n'ont pas été hospitalisés depuis plus de 1.5 an d'obtenir les scores les plus faibles à l'échelle psychotique, ce qui est cohérent, ces sujets ayant une condition plus stabilisée.

Tableau 23: Score moyen à l'échelle psychotique de l'EPS Groupe Nombre Moyenne Intervalles de

confiance à 95%

Longue durée, hospitalisés 73 17.22 14.20 à 20.24 Longue durée, en externe (pavillons; <6 mois) 11 7.00 3.09 à 10.91 Longue durée, en externe (familles d'accueil) 15 3.93 -.78. à 8.65 Longue durée "à succès" (pavillons; >1.5 an) 32 7.50 3.69 à 11.31

Courte durée, hospitalisés 56 10.56 7.37 à 13.02 Courte durée, en externe (<6 mois) 46 3.43 1.49 à 5.38 Courte durée, "à succès" (>1.5 ans) 41 2.66 0.91 à 4.41

Corrélations convergentes et divergentes avec d'autres échelles

L'EPS est une mesure de la psychopathologie pure. Les autres instruments utilisés ont cherché à mesurer d'autres grandes dimensions: le fonctionnement social (EAS-II), les habiletés de vie quotidienne (EHVA), l'abus de substances (ASI), les comportements anormaux (BDI). Aucun de ces instruments ne comporte des sous-échelles recoupant des traits psychopathologiques, si l'on excepte le BD). Ce dernier couvre des comportements rapportés et seule la section des "signes observés" de l'EPS aurait pu être recoupée. Toutefois, cette dernière section de l'EPS a été retranchée dans nos analyses étant donné la faible fidélité.

30 tt ne reste que la Grille New York (GNY) qui comporte des sous-échelles préétablies et qui couvre

des traits comparables à l'EPS. Le tableau 24 montre les comparaisons effectuées.

Tableau 24: Corrélations de Pearson entre les sous-échelles choisies de l'EPS et de la Grille New York

échelle de l'EPS

échelles DEP PSYCHOTI TOTAL Grille DEP .360' n/a n/a NewYork PSY n/a .355* n/a

PSYCH n/a .137* .215*

n/a: comparaison non-appliquée car non-pertinente * P<-05;

SOUS-ECHELLES DE L'EPS: DEP (dépression); NEVROTI (NAX+CONC+DEP+BORDER); PSYCHOTI (HALLUC+DELIR+PASS); TOTAL (NEVROTl+PSYCHOTI).

SOUS-ECHELLES DE LA GRILLE NEW YORK: obtenues par l'algorithme et non par la simple somme des items de sections. DEP représente les symptômes et signes dépressifs; PSYCH représente le niveau de soins psychiatriques requis (hospitalisation, soins intensifs; réadaptation; suivi communautaire); PSY représente les symptômes et signes psychotiques.

Il ressort que les échelles de dépression et de psychose des deux instruments sont en corrélation statistiquement significative, mais plutôt modeste l'une avec l'autre. Ceci peut s'expliquer par le fait que la GNY comporte des symptômes et signes observés sans nécessairement obliger l'interviewer à demander au sujet s'il en est affecté. Notre tendance devant le fait que l'EPS présente une bonne fiabilité et implique un questionnement serré du sujet, est de le considérer comme l'instrument de référence dans une comparaison multitraits/multiméthodes avec la GNY. On peut alors affirmer que la Grille New York semble passer à côté de la symptomatologie dépressive et psychotique d'une proportion importante de sujets. Ceci suggère que le personnel de l'unité n'est pas toujours au fait des symptômes expérimentés par les patients sous leurs soins.

L'échelle Psych qui exprimerait les soins requis semble encore moins liée à la condition psychotique ou psychopathologique globale du sujet. Ceci est en contradiction avec les résultats de l'analyse discriminante qui différenciait mieux les sujets selon les endroits où ils se trouvaient. Ceci suggère que l'échelle Psych émergeant de l'algorithme de la GNY quant aux soins requis est moins satisfaisante qu'une mesure qui utiliserait un instrument plus sophistiqué comme l'EPS. Évidemment, nous devrions considérer si d'autres dimensions importantes déterminant le niveau de soins psychiatriques comme les comportements anormaux sont mieux supportées par l'échelle Psych de la grille New York, ou si combinés ils offrent une meilleure capacité prédictive des soins requis.

Conclusion

L'EPS se veut un instrument de mesure fin de la psychopathologie rencontrée en psychiatrie. Notre étude de fiabilité démontre que des infirmières psychiatriques peuvent être entraînées à utiliser l 'EPS pour mesurer des dimensions de la psychopathologie, c'est-à-dire la dépression, l'anxiété non-spécifique, des types de délire ou des hallucinations. La prudence est de mise quant à la mesure de symptômes discrets, certains n'ayant pu être reproduits de façon satisfaisante. L'entraînement d'interviewers dans le futur devrait suivre notre procédure et porter une attention particulière aux sections psychotiques (voir aussi Lesage et coll., 1992). On devrait aussi tenir compte des buts de l'étude et de nos résultats pour accorder plus de temps de formation à certains symptômes et sous-échelles. Les tests de validation effectués ont par ailleurs montré que l'EPS distinguait très bien le fait clinique que les personnes hospitalisées aux soins de longue durée souffrent de psychopathologies les plus sévères. De plus, l'analyse factorielle exploratoire a confirmé la présence de facteurs névrotique et psychotique,

105

deux structures conceptuelles sous-tendant la compréhension de la psychopathologie de l'EPS. L'ensemble des études de fidélité et de validité confirment la pertinence de l'EPS pour évaluer la dimension psychopathologique chez les personnes souffrant de maladie mentale grave et persistante.

L'ÉCHELLE D'ADAPTATION SOCIALE-!! (EAS-ll)

Description de l'instrument de mesure

Traduction du: Social Adjustment Scale-I! développé en 1979 par Schooler, Hogarty, et Weissman.

Dimensions évaluées: Le travail, les relations avec les membres de la résidence, les relations avec les membres de la famille qui n'habitent pas la résidence, la performance dans les loisirs et les activités récréatives, et le degré d'adaptation générale. En plus de ces cinq scores globaux, les dimensions suivantes sont explorées: les relations conjugales et l'adaptation sexuelle, les relations parentales, l'implication amoureuse, l'adaptation sexuelle non-conjugale et, le bien-être personnel (apparence, solitude, inquiétude).

Période d'évaluation couverte: Les deux mois précédents. Dans la présente étude cette durée a été reduite à un mois.

Caractéristiques de la mesure: Entrevue semi-structurée - 57 items - un score pour chaque domaine. Adaptée à partir du SAS pour s'appliquer à des personnes présentant des troubles mentaux chroniques.

Durée requise: 30 à 60 minutes.

Fidélité: Avec la version "self-report" (SAS-SR) la consistance interne est de 0,74 - fidélité test-retest £ = 0,71 à 0,82.

Validité: La version SAS a permis de discriminer des patients avec des catégories de problèmes différents. Différencie l'amélioration suite à un traitement pharmacologique ou psychothérapeutique.

Adaptation française: Nos efforts pour l'Echelle d'adaptation sociale-ll se sont concentrés sur la clarification des cotes de chacune des échelles et l'adaptation de cet instrument à des sujets qui résident soit en milieu hospitalier ou dans des ressources protégées. Dans le but de clarifier les cotes de chacune des échelles, nous avons amélioré leur définition et fourni des instructions explicites pour effectuer la cotation. Nous avons notamment précisé les instructions en ce qui concerne les items portant sur la communication, l'autonomie, l'expression des sentiments, les tensions et les activités récréatives. Dans le but d'adapter l'instrument de mesure à des personnes présentant des problèmes chroniques qui sont hébergées à l'hôpital ou dans des ressources protégées, nous avons effectué plusieurs modifications à l'outil. Ainsi, la période de temps considérée pour évaluer l'adaptation sociale a été réduite de deux à un mois afin de limiter les problèmes de rappel des sujets. De même, la partie portant sur la cohabitation a été adaptée de façon à évaluer les relations entre le sujet et l'un des membres du personnel qui en a la responsabilité. Dans la même veine, la partie portant sur les relations avec les membres de la maisonnée a été modifiée de façon à inclure les relations des sujets avec les autres résidents. Ces modifications permettent d'évaluer le fonctionnement du sujet dans divers milieux de vie, qu'il réside à l'hôpital, dans une ressource protégée ou dans la communauté.

R é f é r e n c e s : Chapman, Chapman, Numbers, Edell, Carpenter, et Beckfield, 1984; Glazer, Sholomskas, Williams, et Weissman, 1982; Glazer, Aaronson, Prusoff, et Williams, 1980; Richman, 1984; Weissman et Bothwell, 1976; Weissman, Sholomskas, et John, 1981; Weissman, Paykel, Siegal, et Klerman, 1971; Weissman, Prusoff, Thompson, Harding, et Myers, 1978.

Fidélité

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La fidélité interjuges présentée pour chacun des items de l'échelle d'adaptation sociale-II (EAS-II) au tableau 25 suggère une fidélité très satisfaisante pour la majorité des items. On observe en effet que sur les 46 items qu'il a été possible d'évaluer au moyen du coefficient kappa, 38 items ont un coefficient supérieur à ,50. Il est à noter que dix items n'ont pas été évalués sur le plan de la fidélité car ils s'appliquaient à trop peu de sujets. Ils concernent les relations sexuelles conjugales,

Tableau 25: Coefficients Kappa pour les 57 items de l'EAS-ll de l'étude de fidélité (trois juges) et l'enchaînement des juges 4 et 5. Item Etude de fidélité

(Juges 1,2 3)1 Enchaînement

Juge 42 | Juge53 Item Etude de fidélité

(Juges 1, 2, 3) Enchaînement

Juge 4 | Juge5

1 ,73 ,68 ,90 30 ,94 ,93 ,82 2 .80 ,68 ,50 31 ,86 ,76 ,45 3 ,42 c a a 32 ,86 ,77 ,69 4 ,80 c a a 33 ,48 ,49 ,46 5 ,87 .93 1, 34 ,76 ,70 .70 6 ,69 c a a 35 ,54 ,47 ,64 7 ,84 c a a 36 ,84 c ,84 ,93 8 ,89 c a a 37 ,69 ,53 ,39 9 ,95 ,87 1. 38 ,87 ,75 ,79 10 ,77 c a a 39 ,74 c a a 11 ,97 .90 .85 40 ,90 ,94 ,89 12 .67 .50 .51 41 ,83 ,63 .63 13 .53 .40 .46 42 .86 ,76 .72 14 ,72 ,64 ,68 43 ,84 ,55 ,55 15 ,64 ,50 ,50 44 a a a 16 ,92 .82 ,86 45 ,87 .74 ,90 17 a a a 46 1, 1. 1, 18 a a a 47 a a a 19 a a a 48 a a a 20 a a a 49 ,66 ,54 .51 21 ,82 b b 50 - .11 .17 ,26 22 a a a 51 .94 .79 ,80 23 a a a 52 .85 ,79 .78 24 a a a 53 .37 ,30 ,20 25 .88 ,83 .80 54 ,40 ,29 ,24 26 .82 ,73 .63 55 ,37 .31 ,29 27 ,86 ,80 ,71 56 ,27 .13 .15 28 .48 .37 ,44 57 d d d 29 ,69 .51 ,58

Md .80 .68 .64

52 < n < 62, en moyenne, n = 60 a n < 1 0 2 10 < n < 18 b Aucune variation 3 10< n < 17 c 11 < n < 30 d Les réponses à cet item sont obtenues par une transformation arithmétique des réponses

aux items #53 à #56.

les relations parentales, les relations amoureuses et les relations sexuelles non-conjugales. Ce résultat n'est pas inattendu, car l'isolement affectif et social des personnes souffrant de psychose est abondamment documenté dans la littérature scientifique. En ce qui a trait aux items qui démontrent un résultat inférieur à ,50 un examen plus détaillé est de mise. Le tableau 26 qui établit l'étendue et la médiane des kappa obtenus à chacune des échelles de l'EAS-ll, fait également la liste des 8 items problématiques sous la rubrique commentaires. Dans le cas des items 3, 28 et 33 des points d'ancrage insuffisamment définis et la cotation en fonction de deux catégories d'information (par exemple pour l'item 33; des intérêts marqués, précis ou superficiels et la régularité avec laquelle le sujet s'adonne aux activités) peuvent expliquer le faible accord interjuges. II semble que l'échelle

105

Tableau 26: Répartition des coefficients kap pa en fonction c es 6 échelles du EAS-II (Md = ,80) Echelle Numérotage K Md Étendue Commentaires

I Travail 1 à 10 10 ,80 .42, ,95 #3: ,42 Il Cohabitation 11 à 27 10a ,82 ,53, ,92 III Famille éloignée 28 à 32 5 ,86 ,48, ,94 #28: ,48 IV Loisirs, contacts sociaux 33 à 48 13a ,84 ,48, 1, #33: ,48 V Bien-être personnel 49 à 52 4 -.11. .94 #50: -,11 VI Évaluation globale 53 à 57 4a ,37 .27, ,40 #53: ,37

#54: ,40 #55,:,37 #56: ,37

a Certains items de cette échelle n'ont pu être calculés car n< 10.

Tableau 27: Coefficients de RIC de l'étude de fidélité pour les items de l'EAS-ll I tem Etude de fidélité Enchaînement Item Etude de fidélité Enchaînement

(Juges 1,2 ,3)1 Juge 42 | Juge 53 (Juges 1, 2, 3) Juge 4 I Juge 5

1 * ,69 ,50 ,58 29 ,74 .60 .53 2 ,93 ,84 ,84 30 ,98 .99 ,96 3 ,39 c a a 31 ,73 1, ,25 4 ,89 c a a 32 ,93 ,99 .99 5 ,49 C a a 33 .79 .74 .70 6 ,80 c a a 34 .90 .83 .91 7 ,97 a a 35 .91 ,92 .95 8 ,94 a a 36 ,90 ,90 ,99 9 * ,99 ,88 1, 37 ,56 ,42 ,42 10 # ,97 a a 38 ,94 ,93 ,97 i r ,99 ,87 ,99 39 ,95 a a 12 ,85 ,65 ,79 40 ,98 ,98 1, 13 ,75 ,57 ,65 41 ,88 ,65 .85 14 ,93 ,80 ,95 42 ,93 ,93 ,94 15 ,75 .76 ,71 43 ,95 ,77 ,86 16 ,98 ,75 ,99 44 1, a a 17 * a a a 45 ,96 ,90 .99 18 a a a 46 1, 1, 1, 19 a a a 47 a a a 20 a a a 48 * a a a 21 a a a 49 ,77 ,60 ,61 22 a a a 50 a a a 23 a a a 51 ,99 ,89 .95 24 a a a 52 .94 ,95 ,97 25 ,99 ,99 ,99 53 ,84 ,80 ,72 26 ,95 ,50 ,77 54 ,69 ,67 ,64 27 ,91 .82 ,84 55 ,76 .78 ,75 28 ,78 ,69 ,79 56

57 ,71 d d d

Md ,91 .81 ,86

1 52 < n < 62, en moyenne, n=60 a n < 10 2 10 < n < 18 b Aucune variation 3 10 < n < 17 c 11 < n < 30 d Les réponses à cet item sont obtenues par une transformation arithmétique des réponses

aux rtems #53 à #56. * ces items impliquent une échelle nominale

105

en cinq points ne peut pas refléter toutes les combinaisons d'information possibles. Pour l'item 50 son évaluation est fondée sur l'observation (tenue vestimentaire). L'accord interjuges était alors impossible vu qu'il était établi grâce à une bande sonore. En dernier lieu, les items 53 à 56 de l'échelle d'évaluation globale démontrent des coefficients faibles. Dans ce cas, il faut rappeler qu'il s'agit d'items évalués sur une échelle en 7 points, mesurant une excellente adaptation à une inadaptation profonde. Il s'agit d'une échelle Likert typique, où l'emploi du kappa ne rend pas justice à l'accord interjuges obtenu. Le kappa n'a été utilisé ici que pour permettre la comparaison entre les divers instruments. L'examen du tableau 27 révèle en effet que les coefficients intraclasse obtenus sont nettement supérieurs aux kappa, pour les items 53 à 56.

En résumé, la grande majorité des items du EAS-II démontrent un accord interjuges très satisfaisant, tel qu'en témoignent les médianes des coefficients kappa (tableau 26) et des coefficients intraclasse (tableau 28). Malheureusement ces résultats ne peuvent pas être directement comparés à ceux de la version anglaise originale, car à notre connaissance de tels résultats n'ont jamais été publiés sous cette forme.

Tableau 28: Répartition des coefficients de corrélation intraclasse en fonction des 6 échelles du EAS-ll (Md = ,91)

Echelle Numérotage K Md Etendue Commentaires

I Travail 1 à 10 10 ,91 ,39, ,97 #3:,39 #5:,49

II Cohabitation 11 à 27 9a .93 .75, ,99 III Famille éloignée 28 à 32 5 - ,73, ,98 IV Loisirs, contacts sociaux 33 à 48 14 .94 ,56, 1, V Bien-être personnel 49 à 52 3 - ,77, ,99 VI Évaluation globale 53 à 57 4a ,74 ,71, ,84

a Certains items ne pouvaient être évalués car n < 10

La fidélité test-retest présentée au tableau 29 indique que 37 des 42 items évalués ont un coefficient de corrélation de Pearson supérieur à ,50. La médiane des coefficients est de ,74. Ces résultats suggèrent que les sujets de l'étude donnent des réponses consistantes lorsqu'ils sont interrogés sur leur fonctionnement social. Le tableau 30 établit les médianes des items pour chacune des échelles de l'EAS-ll et fait la liste des items ayant un coefficient de corrélation test-retest inférieur à ,50. L'item 3 qui a été identifié comme problématique lors de l'étude des coefficients d'accord interjuges est également faible pour le test-retest. Les motifs alors invoqués pour expliquer sa pauvre performance sont probablement les mêmes que ceux qui expliquent le faible coefficient test-retest. Les items 25, 26 et 37 reposent essentiellement sur les sentiments des sujets. Bien que d'autres items de même nature existent dans l'EAS-ll, il est possible que ces derniers soient plus sensibles à l'état affectif du sujet au moment de l'entrevue et davantage susceptibles de changer entre les moments de mesure 1 et de mesure 2. L'item 44 peut également présenter de telles caractéristiques. Par ailleurs, les moyennes et variances obtenues aux moments 1 et 2 sont très proches pour l'ensemble des items signalés au tableau 29. Ceci suggère que les distorsions test-retest sont négligeables lorsque des données de groupe sont utilisées.

La construction des échelles de l'EAS-ll

La facture particulière de l'EAS-ll, constitué de multiples branchements et de codage automatique en fonction de l'appartenance du sujet à un sous-échantillon à caractère socio-démographique, entraîne un nombre important de données manquantes non-aléatoires Dans un tel cas, les techniques conventionnelles d'analyse d'items (ex. Bernstein, 1988) ne peuvent s'appliquer. Il y a dilemme persistant entre d'une part l'exclusion de sujets, et d'autre part l'exclusion d'items. D'un côté, il serait téméraire de construire une échelle à l'aide d'un échantillon de personnes à la fois sursélectionné, et partant, peu représentatif et de taille réduite. D'un autre côté, il serait tout aussi périlleux d'élaborer des échelles comportant un nombre restreint d'items.

3 6

Tableau 29.: Coefficients de corrélation test-retest, moyennes et variances aux deux moments de la prise des mesures pour chaque item de l'EAS-ll Item Moment 1 Moment 2 r1 Item Moment 1 Moment 2 r

M | S 2 M S2 M | S2 M I s2

1 * 30 e e .55 2 3,56 3,44 3,67 3,08 .89 31 1,20 .66 1,36 1,06 .75 3 1,82 .63 1,83 .70 ,44 c 32 1,98 2,32 1,89 1,80 .55 4 1,59 .63 1.70 1,86 ,70 c 33 2,69 1,45 2,55 1,44 .75 5 e e ,79 c 34 2,27 1,94 2,29 1.91 .65 6 1,50 1.12 1.74 1,93 .72 c 35 2,29 1,47 e .77 7 1,68 1.37 1,92 1,54 ,74 c 36 3,31 2,58 3,60 2,46 ,74 c 8 1.73 1,26 1,96 1,68 ,89 c 37 1,38 .50 1.67 1,04 .36 9 # 38 3,56 2,92 3,80 2,79 ,85 10 * c 39 1.42 1,05 1.27 .40 ,65 c 11 * 40 3,35 3,71 3,49 3,59 .85 12 1,93 1,83 1.71 1,33 .81 41 2,60 2,10 2,75 2,23 .70 13 2,05 1,35 2, 1.21 .80 42 4,08 2,67 4,14 2,63 .99 14 2,50 2,35 2,46 2,25 .81 43 2,59 2,05 2,62 2,20 ,61 15 2,61 .71 2,57 .72 .71 44 1,54 1.27 1.75 1.11 ,33 c 16 1,55 1.14 1,55 1. .57 45 3,12 2,51 2,89 2,18 .63 17 *

1,55 b 46 5,18 3,27 5,12 3,12 .93

18 b 47 b 19 b 48 * b 20 b 49 2,51 .81 2,47 1.11 .77 21 b 50 2,22 .88 2,15 ,35 .56 22 b 51 2,51 2,26 2,20 1,90 .74 23 b 52 2,71 1,88 2,82 1.67 .65 24 b 53 e e .88 25 e e .49 54 e e ,90 26 1.42 .96 1,30 .59 .33 55 e e .90 27 1,58 1.25 1.77 1.76 .66 56 e e ,83 28 e e .82 57 d 29 2,23 1,22 2,26 1.43 .69

Md .74

1 43 < n < 55; en moyenne, n = 51 e Non-disponible b n < 10 c 12 < n < 25 d Les réponses à cet item sont obtenues par une transformation arithmétique des réponses

aux items #53 à #56

Ces items impliquent une échelle nominale

Tableau 30: Répartition des coefficients de corrélation test-retest en fonction des 6 échelles de l'EAS-ll (Md = ,74) Echelle Numérotage K Md Étendue Commentaires

I Travail 1 à 10 7a ,74 ,44, ,89 #3:,44 Il Cohabitation 11 à 27 7a ,69 .33, ,81 #26:33 #25: ,49 111 Famille éloignée 28 à 32 5 ,69 .55, ,82 IV Loisirs, contacts sociaux 33 à 48 14a ,72 .33, ,99 #37:,36 IV Loisirs, contacts sociaux

#44:,33 V Bien-être personnel 49 à 52 4 .70 ,56, ,77 VI Évaluation globale 53 à 57 4a ,89 ,83, ,90

a Certains items n'ont pu être calculés car n< 10

105

Deux principes guidèrent l'analyse de la structure interne de l'EAS-ll. D'abord, une échelle doit être construite sur une matrice de données complète, c'est-à-dire que les personnes ont effectivement répondu à tous les items.(une .analyse dite listwise", pour employer la terminologie de SPSS). En second lieu, nous sommes prêts à tolérer, au niveau de l'étude corrélationnelle des différentes échelles finales de l'EAS-ll, que les tailles d'échantillons diffèrent d'une corrélation à l'autre (une analyse dite pairwise, dans la terminologie de SPSS), mais à l'intérieur de limites dictées par les propriétés numériques de la matrice ainsi obtenue. Notons enfin que cette démarche d'analyse d'items ne peut autoriser une sévérité excessive à l'égard des items et que toute exclusion d'items ne sera sérieusement envisagée qu'après avoir considéré plusieurs angles.

Etapes

1. Certains items avaient été éliminés d'office après une lecture préliminaire parce que les modes de réponse étaient peu accessibles à une quelconque quantification (#1,9,10,11,17,48) ou bien étaient des points terminaux de branchements automatiques à caractère configurai (#36).

2. A l'intérieur d'une échelle donnée, nous tentions de cerner un noyau d'items ayant été effectivement répondus par un nombre convenable de personnes. Cette matrice de données devrait être complète, en ce sens que toutes les personnes avaient répondu à tous les items.

3. Les items de cette échelle préliminaire sont d'abord étudiés sous l'angle de statistiques descriptives, afin de déceler certaines aberrations toujours possibles (absence de variance, distribution bimodale, etc.)

4. La matrice de corrélations inter-items (de nature "listwise", rappelons-le)est ensuite analysée sous au moins deux aspects; présence de corrélations négatives, et variabilité exagérée des coefficients. Idéalement, nous nous attendrions à ce qu'il n'y ait aucune corrélation négative et que la variabilité soit relativement faible (Paunonen & Gardner, 1991). M faut de plus conserver à l'esprit, lors de cet examen visuel, que les corrélations ne doivent pas nécessairement être très élevées: en effet, la moyenne des corrélations inter-items d'une épreuve d'intelligence par exemple, n'excède pas, 20 (Roznowski et al., 1991) ni même ,10 dans le cas d'échelles de personnalité (Block, 1977; Fiske.1971). Si la matrice est satisfaisante, les corrélations item-total de même que le coefficient alpha résultant sont calculés.

5. Rappelons que l'EAS-ll comporte quatre items à teneur plus générale auxquels les juges répondaient à la toute fin de l'entrevue, concernant les quatre sphères de fonctionnement présentes dans le questionnaire, soit le travail, la cohabitation, les relation avec la famille éloignée et les loisirs. Afin de nous assurer d'un minimum de convergence entre ces deux modes (une échelle de quelques items soumis durant l'entrevue et une évaluation globale à la fin de l'entrevue), nous avons examiné la corrélation entre ces deux mesures.

6. Dans certains cas, nous avons jugé bon de vérifier l'équivalence des coefficients alpha d'un sous-échantillon à l'autre afin de déterminer le rejet final d'un item.

7. Enfin, la matrice de corrélations inter-échelles, basée sur un nombre variable de sujets (approximativement entre 80 et 275), a été soumise à une étude matricielle afin de nous assurer qu'elle soit non-singulière. H est fréquent que des matrices de corrélation basées sur des échantillons différents de sujets soient singulières et possèdent un déterminant négatif (OIkin, 1981). De telles aberrations numériques empêchent l'application de méthodes conventionnelles en psychométrie, comme par exemple l'analyse factorielle.

Présentation des résultats

Nous présenterons d'abord les résultats des échelles Travail, Social et Bien-être, sans autre forme de discussion puisqu'elles n'ont suscité aucune interrogation ni entraîné le rejet d'items, de même que ceux de l'échelle Globale, constituée des quatre items à teneur générale de la fin de l'entrevue (tableaux 31 à 34). Ensuite, les échelles Famille éloignée et Cohabitation (tableaux 35 et

105

de quelques items. Dans un dernier temps, nous aborderons le cas d'une quinzaine d'items isolés, qui n'ont pas été employés pour construire les échelles. Ces items touchaient à des sphères du fonctionnement interpersonnel, soit la qualité des relations filiales, amicales, amoureuses et sexuelles, pratiquement inaccessibles pour la quasi-totalité des sujets fort handicapés socialement de cet échantillon (tableau 37).

Tableau 31: Moyenne, variance des items et du Score total de l'échelle Travail, corrélations item-total et coefficient alpha, et corrélation (r) avec l'échelle globale Travail (n=113)

I tem Moyenne Variance Corrélation item-total

2 1,43 ,75 ,56 3 1.79 ,95 ,45 4 1,66 .80 ,66 5 1,59 1,05 ,55 6 1,62 1,24 ,61 7 1,74 ,97 ,59 8 1,59 ,99 ,46

Score total 11,41 22,35 alpha =,81 r = , 5 1

Tableau 32: Moyenne, variance des items et du Score total de l'échelle Loisir et contact sociaux,

I tem Moyenne Variance Corrélation item-total

33 2,77 1,81 ,38 34 2,42 2,31 ,63 35 2,37 1,83 .66 37 1,62 ,84 ,20

Score total 9,18 13,75 alpha=,68 r= ,60

Tableau 33: Moyenne, variance des items et du Score total de l'échelle Bien-être, corrélations item-total et coefficient alpha (n=276)

I tem Moyenne Variance Corrélation Moyenne item-total

49 2,51 ,83 ,39 50 2,19 ,57 ,24 51 2,26 1,84 ,44 52 2,72 1,43 ,54

Score total 9,66 8,56 alpha=,61

Tableau 34: Moyenne, variance des items et du Score total de l'échelle Globale, corrélations item-total et coefficient alpha (n=217)

I tem Moyenne Variance Corrélation item-total

53 5,32 4,20 .17 54 3,48 1,61 ,39 55 3,56 2,39 .33 56 4,32 1,42 .44 Score total 16,68 15,65 alpha=,51

39

L'échelle Famille éloignée

Un regard rapide sur certaines statistiques de l'échelle Famille éloignée nous a révélé d'emblée que l'item 29 est problématique: il est en corrélation nulle, voire négative avec d'autres items de l'échelle; sa corrélation item-total est faible (,09); il est en corrélation négative avec l'item global concernant les relations avec la famille éloignée. Ces caractérisques s'expliquent par le mode de réponse équivoque dont les cinq catégories verbales ne sont guère ordonnées de façon adéquate; elles confondent autonomie, dépendance et qualité d'aide reçue. Nous avons donc décidé d'éliminer cet item. Les données concernant l'échelle Famille éloignée, excluant l'item 29, apparaissent au tableau 35.

Tableau 35.: Moyenne, variance des items et du score total de l'échelle Famille éloignée, corrélations item-total, coefficient alpha, et corrélation (r) avec l'échelle globale Famille éloignée (n=261)

Item Moyenne Variance Corrélation item-total

28 2,59 1.67 ,28 30 2,11 1,54 ,17 31 1,20 ,36 ,28 32 1,73 1,47 ,43 Score total 7,64 7,87 a!pha=,47

(r)=,58

L'échelle Cohabitation

Le mode de réponse équivoque de l'item 29 dans l'échelle précédente est identique à celui utilisé à l'item 15 au sein de la présente échelle. Nous avons donc décidé de scruter son comportement de façon plus minutieuse, en dépit du fait qu'il manifeste une corrélation item-total convenable (,15). Sur la base de considérations quant à la provenance des sujets (l'échantillon total comporte sept sous-groupes selon le programme de soins et le type de résidence), nous avons constitué quatre sous-groupes, d'effectifs relativement importants, afin de voir si l'item 15 ne serait pas problématique pour l'un ou l'autre de ces groupes. Les coefficients alpha respectifs de ces quatre groupes sont respectivement de ,42, ,69, ,64 et ,64*'. Le groupe 1, constitué des trois sous-groupes longue durée externe, longue durée succès et longue durée en famille d'accueil, paraît mal adapté en regard de l'échantillon Cohabitation; de plus, l'item # 15 y manifeste une corrélation item-total négative (-,09), tandis qu'il se comporte de façon adéquate chez les trois autres groupes (,25, ,10 et ,23 respectivement). Cet item, à cause de son mode de réponse équivoque, s'adapte mal au vécu quotidien d'une partie importante de l'échantillon (n = 55). Nous avons donc décidé de

Tableau 36: Moyenne, variance des items et du Score total de l'échelle Cohabitation, corrélations

Item Moyenne Variance Corrélation item-total

12 1,80 1,26 ,56 13 2,08 1,43 ,51 14 2,79 2,44 ,39 16 1,44 ,74 ,38 25 1,70 1,02 ,18 26 1,22 ,37 ,28 27 1,57 1,26 .28

Score total 12,61 19,29 alpha =,65 r = ,77

alpha =,65

1 Nous avons appliqué le test UX-Woodruff-Feldt (voir Feldt, Woodruff & Salih, 1987) afin d'évaluer le deqré de signification statistique de la différence observée entre les deux premiers coefficients alpha Le chi-carré est de 2 09 et n'atteint donc pas la valeur tabulaire de 3,84 (avec 1 degré de liberté, à p<.05).

4 0

l'exclure de l'échelle. Les données relatives à l'échelle finale Cohabitation, sans l'item 15, figurent au tableau 36.

Les items isolés

Quatorze items n'ont pas trouvé preneur pour confectionner des échelles viables. Soit que le nombre de sujets impliqués était infime (par ex., il n'y a que 14 sujets qui aient des enfants, ce qui nous fait éliminer d'office les items # 21 à 24) ou que le nombre d'items était trop petit pour entreprendre une véritable construction d'échelles (par ex., les items ayant trait à la qualité des relations amicales: à cause de l'item # 41, d'un contenu un peu étrange portant non point sur le sentiment de solitude, comme chez les items # 38 à 40, mais sur un processus actif d'isolation, il ne restait tout au plus que trois items disponibles pour créer une échelle). Dans tous les cas, il s'agit de sphères de fonctionnement certes intéressantes et importantes, c'est-à-dire la qualité des relations filiales (# 21 à 24), amicales (# 38 à 40), amoureuses (# 42 à 44) et sexuelles (# 45 à 47), mais possiblement peu accessibles à la majorité des sujets de notre échantillon. Les statistiques descriptives de chaque item apparaissent au tableau 37.

Tableau 37.: Moyenne et variance des quatorze items isolés Item Moyenne Variance n 21 1,50 ,89 14 22 1,71 ,84 14 23 1,64 1,02 14 24 1.47 1,04 14 38 3,67 2,87 276 39 1,76 1,68 119 40 1,29 ,50 117 41 42 4,30 2,07 252 43 2,65 2,27 251 44 1,77 1,26 53 45* 2,13 1,42 52 46* 2,17 1,80 52 47* 2,58 2,34 52

Ces trois items comprennent aussi les items 18 à 20 qui étaient soumis aux 24 personnes mariées

Un examen visuel (voir tableau 38) des matrices A, basée sur un nombre variable de sujets (80 < n < 259) et B, basée sur un nombre fixe (n=69) révèle des différences de coefficients de corrélation. D'autre part, le tableau 39 résume le comportement numérique des deux matrices à l'aide de quantités conventionnelles en statistiques multivariées, soit l'ensemble des valeurs propres (lambda) et le déterminant (det). De plus, les différences entre les deux matrices se reflètent au niveau de la médiane des coefficients de corrélation, qui est plus élevée dans la matrice A (r = ,40) que dans la matrice B (r = ,33). Il est prématuré d'interpréter sur le plan théorique ces différences entre les deux matrices, mais nous notons avec soulagement que la matrice A, la plus rentable sur le plan de l'utilisation de l'ensemble des données recueillies, se comporte de façon disciplinée, c'est-à-dire qu'elle est régulière (non-singulière et positivement définie). Une telle matrice de corrélations pourrait donc être soumise à des analyses multivariées dans une étape ultérieure.

Tableau 38:. Matrices de corrélations inter-échelles de l'EAS-ll basée sur un nombre variable de sujets (A) (80 < n < 259 ) dans la portion supérieure droite et un nombre fixe (n = 69) (B) dans la

1 2 3 4 5 6 1 - Travail - ,19 ,25 ,22 ,39 .40 2 - Cohabitation ,24 - .46 ,19 ,47 ,47 3 - Famille éloignée ,33 ,57 - .09 ,42 ,50 4 - Social .23 .06 ,19 - ,23 .49 5 - Bien-être ,28 .42 ,33 ,09 - .40 6 • Global ,42 ,58 ,59 ,44 ,34

4 1

Tableau 39:. Valeurs propres (lambda), déterminant (det) et corrélation médiane des matrices A (80 < n < 259) et B (n = 69)

Valeur propre Matrice A Matrice B lambda 1 2,77 2,80 lambda 2 1,02 1,06 lambda 3 ,81 ,77 lambda 4 ,61 ,67 lambda 5 ,47 ,41 lambda 6 ,31 ,28

det ,21 ,18 md (r) ,40 ,33

Fidélité test-retest des échelles finales de l'EAS-ll

Pour conclure cette section portant sur la construction des échelles de l'EAS-ll, il importe d'examiner les corrélations test-retest des échelles nouvellement construites. Le tableau 40 trace le bilan des moyennes, variances et corrélations test-retest à partir des nouvelles échelles. On y observe des corrélations très satisfaisantes.

Tableau 40: Moyenne variance et corrélation test-retest des six échelles finales de l'EAS-ll Echelles n Moment 1 Moment 2 r

M S2 M S2

Travail 22 10,91 19,71 12,41 34,16 ,81 * Cohabitation 42 12,95 32,63 12,50 25,72 ,90" Famille éloignée 51 8,31 12,86 7,96 8,28 ,84* Social 54 8,57 10,33 8,74 11,37 ,69* Bien-être 53 9,79 12,63 9,55 9,37 ,72* Global 39 16,44 12,78 16,36 12,18 ,86*

p< ,001

Validité

Nous aborderons successivement les corrélations entre les patients et le personnel soignant la validité discriminante et la validité convergente de l'EAS-ll.

Corrélations entre les patients et le personnel soignant

Le tableau 97 (appendice 2) fournit les coefficients de corrélation entre les patients et un membre du personnel soignant pour les items qui subsistent à la suite des épreuves de fidélité Les résultats indiquent des corrélations très variables d'un item à l'autre. Étant entendu que l'EAS-ll mesure à la fois la performance, à partir des comportements manifestés, et les sentiments selon l'évaluation subjective du sujet, nous avons vérifié si cela affectait les niveaux de corrélations obtenus. Pour vérifier cette hypothèse tous les items évaluant la performance (2 3 5 12 14 28 33, 34, 35, 49, 50, 53, 54, 55, 56) et les sentiments (4, 6, 7, 8, 13, 16, 25, 26, 27, 30* 31 ' 32' 37' 51, 52) furent regroupés. Ceci permet de signaler que la médiane des corrélations des'items sur le comportement est de ,63 et que celle sur les sentiments est de ,38. Ces résultats suggèrent donc comme le sens commun l'indiquait, que la convergence des résultats est supérieure lorsqu'il s'aqit de s'entendre sur des comportements plutôt que des sentiments. Ces résultats établissent une convergence de modérée à bonne pour l'évaluation des comportements et de faible à modérée pour les sentiments. Des corrélations ont également été réalisées sur les scores des échelles de l'EAS-ll Nous avons ainsi vérifié le degré de convergence entre le sujet et le personnel soignant lors de I evaluation de chacune des echelles. Ces analyses révèlent des corrélations de Pearson de

4 2

faibles à bonnes: échelle travail = ,79 (n=18), échelle cohabitation = ,31 (n=37), échelle famille éloignée = ,40 (n=45), échelle loisirs = ,50 (n=43), échelle bien-être = ,65 (n=15) et échelle globale = ,57 (n=50).

Analyses discriminantes

Il s'agit ici d'établir la capacité de l'EAS-ll à discriminer ou à converger avec d'autres variables caractérisant les sujets. Dans le cas de variables continues la corrélation de Pearson a été employée (convergence). Lorsque la variable à discriminer était catégorielle l'analyse de variance fut utilisée. Le tableau 41 établit les relations entre les échelles du EAS-II et diverses variables: l'âge, le sexe, la durée des hospitalisations antérieures, le diagnostic et le milieu/programme de soins qui délimite des sous-groupes de sujets.

Tableau 41.: Résumé des relations entre les variables sociodémographiques, la chronicité, les diagnostics et les sous-groupes avec les échelles de l'EAS-ll Variables Travail Cohabit Famille Loisirs Bien-être Globale Age Sexe Durée des hospi. antérieures Diagnostic Sous-groupes L _ * B< ,05 " a < ,01 ,001

On observe que les échelles de l'EAS-ll ne sont pas en corrélation significative avec l'âge, ce qui était un résultat attendu vu les critères de sélection des sujets. Par ailleurs, on remarque une relation significative (F (1,273) = 5,75; £ < ,05) entre le niveau de fonctionnement sur l'échelle travail et le sexe. Ces résultats suggèrent un fonctionnement légèrement supérieur chez les femmes. Un résultat dans la même direction est obtenu pour l'échelle globale (E (1,272) = 4,09; g. < ,05). Ces résultats suggèrent des difficultés légèrement inférieures chez les femmes souffrant de troubles mentaux chroniques. Ceci est consistant avec les écrits scientifiques dans ce domaine. Le tableau 41 révèle également des relations significatives entre la durée totale des hospitalisations psychiatriques et le fonctionnement sur l'échelle travail (,15), l'échelle cohabitation (,24) et l'échelle loisirs (,23). Il s'agit de corrélations modestes dans le sens attendu; la durée des hospitalisations indice de chronicité est corrélé avec le niveau de dysfonctionnement sur les échelles sus-mentionnées. Il n'apparaît pas étonnant à première vue que les échelles famille, qui mesure les relations avec la famille immédiate du sujet (parents, frères, soeurs, etc.), et bien-être ne soient pas significativement associées à la durée des hospitalisations.

Tableau 42.: Scores à l'échelle sociale de l'EAS-ll en fonction du diagnostic au dossier Groupe diagnostique N Moyenne Intervalles de

confiance Schizophrénie 160 2,59 2,44 à 2,75 Schizophréniforme et paranoïa 37 2,02 1,79 à 2,24 Schizo-affectif 34 2,16 1,84 à 2,47 Trouble affectif 43 2,07 1,77 à 2.37

Les autres données fournies par le tableau 41 concernent la relation entre les échelles de l'EAS-ll et les diagnostics, de même que le programme de soins. Des relations significatives sont établies entre le diagnostic et l'échelle cohabitation (E (3,273) = 5,92; £ < .001). et l'échelle sociale (E (3,273) = 6,83; £< -001). Ces résultats sont cohérents avec la définition de ta schizophrénie qui suggère une détérioration dans les relations sociales. Le tableau 42 fournit les moyennes et intervalles de confiance à 95% à l'échelle sociale, selon les groupes diagnostiques. On observe que les résultats vont dans le sens attendu, soit d'un fonctionnement plus détérioré des personnes schizophrènes. Des relations significatives étaient également attendues avec l'échelle travail et l'échelle globale. Bien que les moyennes sont dans le sens attendu, les résultats ne sont pas statistiquement significatifs. En dernier lieu, nous avons examiné la capacité discriminative des échelles de l'EAS-ll avec le sous-groupe d'appartenance qui définit le type d'hébergement et le

105

programme de soins Cette épreuve de validité est particulièrement déterminante car elle permet d'évaluer si l'EAS-ll est sensible au fait que les personnes proviennent dun milieu de traitement de longue durée (hôpital psychiatrique), de courte durée (département de psychiatne). de hnterne ou de l'externe ou encore suite à un séjour relativement long dans fa communauté. Le tableau 41 signale que toutes les échelles de l'EAS-ll discriminent entre ces divers types de prestation de services. L'épreuve indique donc une bonne validité discriminante de l'EAS-ll. Le tableau 43 détaille les moyennes et intervalles de confiance dans le cas de l'échelle globale en fonction des catégories de services. On y remarque, malgré un recouvrement important des intervalles de confiance, car tous les sujets sont psychotiques, un fonctionnement social plus détérioré chez les sujets hospitalisés et dans les pavillons de centre

Tableau 43.: Scores moyens à l'échelle Globale de l'EAS-ll en fonction des sous-groupes de patients définis par le type d'hébergement et le programme de soins

I n i /•»»» f t 11 n n rA /-> Sous-groupes N Moyenne Intervalles de

confiance

Longue durée, hospitalisés Longue durée, en externe (< 6mois) Longue durée, en externe (Fam.aoc) Lonque durée "à succès" (>1,5an)

75 11 15 32

5.96 5.53 4,86 6,11

5,45 à 6,46 3,96 à 7,10 3.90 à 5,82 4,86 à 7,37

Courte durée hospitalisés Courte durée, en externe Courte durée à succès (> 1,5an)

56 45 41

6,08 5,25 4.44

5,36 à 6,80 4,02 à 6,49 3,85 à 5,02

d'accueil, intermédiaire chez les sujets bénéficiant de services externes, et plus élevé chez les sujets intégrés dans la communauté (famille d'accueil, groupe non-hospitalisé depuis 1.5 an).

Corrélations convergentes et divergentes avec d'autres échelles

Il s'agit ici d'examiner dans quelle mesure les résultats obtenus avec les échelles de l'EAS-ll sont compatibles avec ceux en provenance d'autres instruments. Comme l'indique le tableau 44 toutes les échelles ne peuvent être soumises à cette épreuve. Essentiellement, les croisements sont possibles pour l'échelle travail, loisirs et globale. La corrélation entre l'échelle CarelO de la grille de New York et l'échelle globale de l'EAS-ll est faible et non-significative. Ceci suggère que le niveau de fonctionnement social n'est pas corrélé avec le niveau de soins requis selon l'endroit (communauté, réadaptation, hôpital) où il sera dispensé. Tout en convenant que d'autres variables (symptômes, ressources, habiletés) influencent le niveau de soins requis, il demeure étonnant de ne pas obtenir de corrélation entre ces deux mesures.

Tableau 44: Corrélations de Pearson entre certaines échelles de l'EAS-ll, de l'EHVA et de la GNY EAS-II Loisirs du EHVA Soc de la GNY CarelO de la GNY Travail de la GNY Globale ,09 (n=155) Travail -,52**(n=156) Loisirs , 57 " (n=276) -,36"(n=155) " C < ,001

Par ailleurs, les autres corrélations entre les échelles de l'EAS-ll et de la grille de New York vont dans le sens attendu. Les échelles de la grille de New York indiquent par un score croissant un fonctionnement supérieur, alors que c'est l'inverse pour l'EAS-ll. En conséquence, des corrélations négatives sont escomptées entre les échelles. Il s'agit de corrélations significatives soit faibles (,-36) ou modérées (-.52). Finalement, la corrélation entre les échelles loisirs de l'EHVA et de l'EAS-ll est positive, significative et modérée (.57).

Conclusion

Les épreuves psychométriques strictes qui ont été imposées au EAS-II révèlent qu'il s'agit d'un instrument valable. Exception faite de quelques items présentant des coefficients interjuges faibles, le comportement de la majorité des items est tout à fait satisfaisant. Pour les quelques items, ayant une fidélité plus faible, conservés suite à la reconstruction des échelles, des efforts de

105

définition devront être consentis. Toutefois, la principale conclusion de l'examen du EAS-II est que l'objectif premier des auteurs (Schooler, Hogarty & Weissman, 1979) n'a été que partiellement atteint. On constate, en effet qu'un nombre relativement important d'items (18 à 20, 21 à 24, 45 à 47) ont une fréquence d'apparition très faible chez des sujets psychotiques. N'eut-été d'une définition large donnée à la notion de travail et de cohabitation, davantage d'items se seraient révélés inapplicables à des personnes majoritairement schizophrènes. En ce sens l'effort d'adapter TEAS à une population plus chronique par l'EAS-ll, n'est que partiellement couronné de succès. Par ailleurs, les épreuves de validité convergente et discriminante ont démontré qu'une version épurée de l 'EAS-ll n'est pas dénuée d'intérêt. En plus de discriminer adéquatement les sujets selon leur statut de traitement et leur diagnostic, la validité convergente a été notée avec le personnel soignant et d'autres instruments. Le développement futur de cet instrument impliquera probablement la redéfinition des échelles mises de côté, car elles constituent néanmoins des aspects importants du fonctionnement social.

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L'ÉCHELLE DES HABILETÉS DE VIE AUTONOME (EHVA) |

Description de l'Instrument de mesure

Traduction du: Independent Living Skills Survey développé par Wallace, Kochanowicz, et Wallace (1985a).

Dimensions évaluées: Les habitudes alimentaires et l'entretien ménager, la préparation des repas, la gestion de l'argent, l'utilisation des transports en commun, les habiletés de recherche d'emploi et de travail, l'hygiène personnelle, les loisirs, les habiletés de maintien de la santé et l'utilisation des services sociaux et de santé.

Période d'évaluation couverte: Le mois précédent.

Caractéristiques de la mesure: Deux formes de l'EHVA existent, soit une qui est destinée au personnel soignant ou à des proches du patient alors que l'autre version constitue un rapport du patient lui-même auquel s'ajoutent quelques observations de l'évaluateur. La version pour le personnel soignant est une entrevue structurée de 118 items. L'évaluation est faite sur une échelle en six points concernant la priorité de traitement et en cinq points concernant le degré de problèmes du comportement mesuré. La version que nous avons retenue est celle qui s'adresse au patient. Elle comprend 75 items qui sont cotés: présent, absent ou ne s'applique pas. Elle a été complétée en présence de l'interviewer qui posait les questions aux patients et notait leurs réponses.

Durée requise : Environ 45 minutes.

Fidélité: Aucune donnée concernant la fidélité ou la validité de cette version de l'EHVA n'a été à ce jour publiée. En effet, les données existantes portent sur la version anglaise qui est complétée par les personnes significatives ou le personnel soignant. Dans ce cas, on note une consistance assez élevée des diverses échelles qui varient de 0,67 à 0,84. Des corrélations de ,63 à ,69 sont obtenues pour l'équivalence des items (split-half).

Validité: Avec la version anglaise destinée au personnel soignant, des analyses de convergence et de discrimination ont été réalisées entre le ILLS et les items de deux échelles de mesure de la sévérité des symptômes psychopathologiques et de leur impact sur leur fonctionnement social soit le NOSIE et le MACC-II. Dans le cas du NOSIE les deux mesures partagent de 10% à 37% de la variance et 24 items obtiennent un seuil de signification supérieur à 0,05 sur les 36 items mis en relation. Ces données suggèrent donc que TILLS mesure des dimensions similaires mais à la fois distinctes sur la grille NOSIE.

A<tept9tiÇ>n française: L'Echelle des habiletés de vie autonome a été traduite et adaptée de façon à ce que la majorité des items puissent s'appliquer aux patients hospitalisés au court et au long terme. Ainsi, par exemple, les habiletés de travail sont évaluées si le patient participe à des ateliers d'ergothérapie ou des ateliers protégés. La capacité de s'orienter et de se déplacer en utilisant le transport en commun est évaluée si le sujet peut sortir de l'hôpital durant la journée. En outre, les directives ont été modifiées afin de pouvoir évaluer les habiletés de patients admis au court terme et ce en évaluant leur fonctionnement lors du mois précédent leur admission.

Références: Wallace, 1986; Wallace, Kochanowicz, et Wallace, 1985a; Wallace, Boone, Donahue et Foy, 1985b.

46

Fidélité

Tableau 45: Coefficients Kappa pour les 75 items de l'EHVA de l'étude de fidélité (trois juges) et de l'enchaînement des juges 4 et 5. Item Etude de fidélité

(Juges 1,2, 3)1 Enchaînement

Juge 42 | Juge53 Item Etude de fidélité

(Juges 1,2, 3) Enchaînement

Juge 4 | Juge5

1 1, 1, b 39 .89 a a 2 ,88 1, - ,01 40 ,97 a a 3 ,93 .93 ,87 41 ,79 a a 4 ,87 1, 1, 42 ,85 a a 5 a.b ,90 ,92 ,86 ,1, ,91 ,91 43 ,40 - .02 b 6 ,75 ,84 ,89 44 ,96 a a 7 1, 1, ,94 45 ,88 a a 8 a, c a, c a, c 46 ,81 a a 9 a, c a, c a, c 47 .87 .88 1, 10 a, c a, c a, c 48 .88 .87 ,80 11 a, c a, c a, c 49 ,87 .77 a 12 a, c a, c a, c 50 .79 a a 13 a, c a, c a, c 51 .90 .95 a 14 a, c a, c a, c 52 .95 ,96 ,92 15 ,89 1, b 53 .94 .89 ,84 16 ,84 ,75 ,74 54 .85 .87 a 17 .81 ,87 .86 55 .86 a a 18 ,84 ,76 .81 56 ,73 a a 19 .83 ,90 .91 57 ,76 a a 20 .74 ,78 ,79 58 ,94 1. .86 21 a, c a a, c 59 ,90 .88 .81 22 a, c a a, c 60 .89 1. .87 23 a, c a a, c 61 ,97 1. 1. 24 ,89 ,93 .94 62 ,76 ,65 .65 25 .96 a a 63 ,84 .93 .93 26 .93 ,75 ,77 64 ,86 .76 .75 27 .92 1, 1, 65 .87 ,75 .77 28 ,83 a a 66 .91 .90 .82 29 .91 a a 67 .91 ,94 .89 30 .91 ,50 ,71 68 .92 ,85 .79 31 ,93 1, ,65 69 .81 a a 32 .95 ,84 ,71 70 .78 a a 33 .90 b ,79 71 .78 a a 34 .91 a a 72 .81 a a 35 ,93 a a 73 .94 a a 36 .96 a a 74 .94 a a 37 ,90 a a 75 ,94 a a 38 .89 a a

Médiane ,89 ,89 ,85 1 30 < n < 63, en moyenne, n=50 a 2 10 < n < 17 b 3 10 < n < 19 c

n < 10 Absence de variations Personnes + Juges Ces items sont ceux d'observation de ta part de l'interviewer et ne seront pas considérés comme faisant partie du questionnaire

4 7

Tableau 46: EHVA (Md = ,89) Echelle Numérotage K Md Etendue Commentaires

I Hygiène personnelle 1 à 7 7 ,91 ,75, 1, II Apparence, tenue 15 à 20 6 ,83 ,75, 1,

vestimentaire III Entretien ménager 24 à 29 6 ,92 ,83, ,96 IV Entreposage,préparation 30 à 40 11 ,91 ,89, ,97

des aliments V Santé 41 à 47 7 ,85 ,40, ,96 # 43:,40 VI Gestion financière 48 à 55 8 ,88 ,79, ,95 VII Déplacements 56 à 61 6 ,90 ,73, ,97 VIII Loisirs 62 à 68 7 ,87 ,76, ,92 IX Recherche (emploi) 69 à 72 4 ,80 ,78, ,81 X Capacité à garder son 73 à 75 3 ,94 nil

emploi

Les tableaux 45 et 46 rapportent les coefficients Kappa pour les items et les échelles de l'EHVA. On note tout d'abord pour la fidélité basée sur les juges 1, 2, 3 que les résultats sont très satisfaisants. La médiane est de ,89 et les Kappa sur les échelles se situent tous à un niveau supérieur à ,80. L'enchaînement du juge 4 est assez satisfaisant sauf pour l'item 43 qui est faible ce qui s'explique par l'absence de variance sur cet item. De plus, cet item n'a pu être calculé dans le cas du juge 5. La médiane d'enchaînement du juge 4 est de ,89 et de ,85 pour le juge 5. Donc les résultats de la fidélité basés sur les coefficients Kappa sont très satisfaisants. L'examen du tableau 47 qui rapporte quant à lui les corrélations intraclasse nous révèle une médiane de ,93 pour les juges 1, 2. 3 ainsi que pour l'enchaînement du juge 4. Le coefficient diminue à ,84 pour l'enchaînement du juge 5. Ces résultats sont donc des plus satisfaisants. Le tableau 48 résume les coefficients de corrélation intraclasse pour les 10 échelles de l'EHVA. Ces coefficients sont tous satisfaisants, le plus faible étant de ,89 pour l'échelle des loisirs.

Ainsi, dans l'ensemble les coefficients Kappa et les corrélations intraclasse nous indiquent un très bon accord interjuges, tant sur les items de l'EHVA que sur les échelles. Ces coefficients sont de plus légèrement supérieurs à ceux obtenus par Wallace avec la version pour le personnel soignant.

Le tableau 49 résume les coefficients de corrélation ainsi que les moyennes et les variances aux deux moments de la prise des mesures lors du test-retest. Les moyennes obtenues aux deux moments des mesures sont assez semblables. Les corrélations test-retest sont faibles pour les items 1, 2, 15, 31, 32, 47 et 63. Elles sont plutôt élevées pour les autres items. Ces résultats sont donc satisfaisants, puisque les quelques items faibles n'affectent pas de façon importante les résultats obtenus pour chaque échelle.

4 8

Tableau 47: Coefficients de RIC de l'étude de fidélité pour les Items de l'EHVA I tem Etude de fidélité Enchaînement Item Etude de fidélité Enchaînement

(Juges 1,2, 3)1 Juge 42 Juge53 (Juges 1, 2, 3) Juge 4 | Juge5

1 1, 1. b 38 ,86 a a 2 1. 1, ,00 d 39 ,86 a a 3 ,93 ,94 ,87 40 .93 a a 4 ,88 1. 1, 41 1, e a a 5 A .80 ,70 ,80 42 1. e a a 5 B b a a 43 ,62 ,00 b 6 ,77 ,85 ,90 44 1, a a 7 1, 1. 1, 45 .76 a a 8 c c c 46 1, e a a 9 c c c 47 ,67 ,92 1. 10 c c c 48 ,93 1, .87 11 c c c 49 1, e a a 12 c c c 50 ,73 e a a 13 c c c 51 ,91 ,91 .77 14 c c c 52 .97 1, 1, 15 ,90 1. ,00 d 53 ,89 .87 ,62 16 ,91 ,92 ,84 54 1, a a 17 1, a a 55 1. a a 18 ,91 a ,67 56 ,85 a a 19 1. 1, 1, 57 ,93 a a 20 ,75 .79 ,80 58 ,96 1, .85 21 c c c 59 .94 .33 ,00 d 22 c c c 60 ,94 1. .88 23 c c c 61 1, b b 24 ,91 1, 1, 62 ,77 ,67 .67 25 ,93 a a 63 ,84 .93 .94 26 ,96 ,85 ,88 64 .86 ,77 .76 27 ,92 1, 1, 65 ,89 ,74 .78 28 ,77 a a 66 .95 .91 ,83 29 ,90 a a 67 ,91 ,94 ,90 30 ,91 ,51 ,72 68 ,96 1, ,90 31 ,93 1. .67 69 1, a a 32 .95 ,85 .72 70 ,94 a a 33 ,91 b ,80 71 .93 a a 34 ,89 a a 72 1, a a 35 .92 a a 73 a a a 36 1. a a 74 a a a 37 ,89 a a 75 a a a

Md ,93 ,93 ,84

1 21 < n < 63, en moyenne, n = 46 a n < 10 2 1 0 < n < 1 7 b Absence de variations Personnes ou Juges 3 10 < n < 19 c Ces items ne font pas partie du questionnaire d Ces fluctuations substantielles illustrent e 1 0 < n < 2 0

l'influence déstabilisatrice de taux de base extrêmes sur la RIC

49

Tableau 48 des coefficients RIC en fonction des 10 échelles de l'EHVA (Md = ,93) Echelle Numérotage K Md Etendue Commentaires

I Hygiène personnelle 1 à 7 7 ,93 .77, 1. Il Apparence, tenue 15 à 20 6 ,91 ,75, 1,

vestimentaire III Entretien ménager 24 à 29 6 ,92 ,77. ,96 IV Entreposage,préparation 30 à 40 11 ,91 ,86, 1,

des aliments V Santé 41 à 47 7 1, ,62, 1, # 43:,62 VI Gestion financière 48 à 55 8 .95 ,73, ,1, VII Déplacements 56 à 61 6 ,94 ,85, 1, VIII Loisirs 62 à 68 7 ,89 ,77, ,96 IX Recherche d'un emploi 69 à 72 4 ,97 ,93, 1, X Capacité à garder un 73 à 75 3 a

emploi

a Nombre insuffisant de sujets pour calculer la RIC

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Tableau 49: Coefficients de corrélation test-retest, moyennes et variances aux deux moments de la prise des mesures pour chaque item de l'EHVA Item Moment 1 Moment 2 r1 Item Moment 1 Moment 2 r I tem

M S 2 M S2 r1 Item

M S2 M S2 r

1 1,04 ,04 1,07 ,07 ,32 38 1,25 ,19 1,21 ,17 ,70 2 1,06 ,05 1,06 ,05 ,29 39 1,25 ,19 1,17 ,15 ,59 3 1,61 ,26 1,40 ,24 ,65 40 1,16 ,14 1,12 ,11 ,85 4 1,16 ,14 1,11 ,10 ,48 41 1,25 ,20 1,29 ,22 ,89 5 a 1,38 ,24 1,23 ,21 ,63 42 1,38 .25 1,33 ,23 ,50

b a 1,06 ,06 a 43 1,08 ,08 1,02 ,02 ,48 6 1,18 ,15 1,13 ,11 ,67 44 1,09 ,08 1.13 ,12 ,45 7 1,23 ,18 1,23 ,18 ,46 45 1,06 ,06 1,14 ,12 ,69b 8 c c c 46 1.21 ,18 1,25 ,20 ,83 9 c c c 47 1,05 ,05 1,03 ,03 -,04 10 c c c 48 1,30 ,21 1,28 ,21 ,88 11 c c c 49 1.17 .15 1,12 ,11 ,85 12 c c c 50 1,29 ,22 1,25 ,20 ,77 13 c c c 51 1,32 ,22 1,33 ,23 ,89 14 c c c 52 1,49 ,26 1,44 ,25 ,86 15 1,04 ,04 1,08 ,07 -,05 53 1,16 ,14 1,14 ,12 .42 16 1,30 ,21 1,22 ,18 ,74 54 1,07 ,07 1,07 ,06 a 17 1,25 ,19 1,18 ,15 ,87 55 1,14 .12 a a 18 1,21 ,17 1,17 ,14 ,64 56 1,61 ,24 1.61 ,24 ,88 19 1,17 ,14 1,06 ,06 ,54 57 1,78 .18 1,78 ,18 1,00 20 1,04 ,04 a a 58 1,12 ,11 1,22 ,18 ,70 21

1,04 c c c c 59 1,14 ,12 1,19 ,16 ,84

22 c c c c 60 1,21 .17 1,21 ,17 ,72 23 c c c c 61 1,09 ,09 1,14 ,13 .79 24 1,18 ,15 1,15 ,13 ,88 62 1.67 ,23 1,67 ,22 ,79 25 1,11 .10 1,13 ,11 1,00 63 1,09 ,08 1,06 ,05 ,20 26 1,15 ,13 1,07 ,70 ,58 64 1,20 ,16 1,26 ,19 ,54 27 1,07 ,07 1,09 ,08 ,64 65 1,69 ,22 1,76 ,19 ,55 28 1,13 ,11 1,16 ,14 ,88 66 1,27 ,20 1,20 ,16 ,61 29 1,12 ,11 1,13 ,11 ,71 67 1,76 ,19 1,80 ,16 ,79 30 1,13 ,11 1,20 ,16 ,49 68 1,76 ,19 1,80 ,16 ,79 31 1,07 ,07 1.07 ,07 ,19 69 1,42 ,25 1,46 ,26 ,85 32 1,07 ,07 1,09 ,08 ,16 70 1,38 ,25 1,39 ,25 ,92 33 1,11 ,10 1,16 .14 ,63 71 1.42 ,25 1,42 ,25 ,92 34 1,04 ,04 1,07 ,07 ,69 72 1,42 ,25 1,42 ,25 ,92 35 1,12 ,11 1,11 ,10 ,62 73 a a a a 36 1,16 ,14 1,08 ,08 ,67 74 a a a a 37 1,25 ,19 1,21 ,17 .70 75 a a a a

md ,69 1 22 < m < 55, en moyenne n=41 a aucune variation [1] b n = 17 c ces items ne font pas partie du questionnaire

La construction des échelles de l'EHVA

Normalement, le but d'une analyse d'items est d'étudier la structure interne d'une échelle (coefficient alpha, corrélations item-total, corrélation inter-items) afin de détecter la minorité d'items qui divergent de l'ensemble de l'échelle. Ces items sont ensuite exclus de l'échelle de ses utilisations ultérieures. Ceci signifie que l'analyse d'items est un procédé de comparaison d'items qui vise à exclure des items d'un questionnaire.

105

La présente analyse se déroule sous un contexte bien différent. La nature séquentielle des question de l'EHVA et les procédures de codage automatique (attribution d'un score sur la base de l'appartenance à un groupe sociodémographique, comme le fait d'être un patient à l'interne) empêchent à strictement parler de comparer les items entre eux. En second lieu, la présente analyse se veut plutôt un processus d'évaluation d'items en vue de la construction future d'inventaires visant à mesurer ces dimensions, non point d'une sélection d'items. Enfin, compte tenu de la nature particulière de l'instrument de mesure, soit un protocole d'entrevue semi-structurée qui nécessite une interaction riche et un climat de confiance entre l'interviewer et le sujet d'une trentaine de minutes, il nous apparaîtrait présomptueux de défendre à l'interviewer de poser des questions, sous prétexte qu'elles manifestent une corrélation item-total faible! L'objet précis de la présente analyse est plus restreint et consiste seulement à détecter des items qui sont de contenu éventuellement problématique et qu'il conviendrait de ne pas utiliser lors de la construction d'un nouvel instrument.

Pour ce faire, trois perspectives furent employées, chacune visant à exploiter un aspect particulier des données recueillies en fonction de contingence médico-psychiatr iques, psychométriques et statistiques. Rappelons d'abord que l'EHVA avait été conçu à l'origine pour une population de patients externes vivant dans la communauté (Wallace et al., 1985b). Toutefois, la présente traduction française se veut aussi une adaptation pour des patients à l'interne. Ces modifications nous ont conduits à employer trois stratégies d'évaluation de la consistance interne qui diffèrent quant aux caractéristiques suivantes: type de population visée par le questionnaire, traitement des données manquantes, utilisation du procédé de codage automatique étayé sur certaines présomptions d'ordre théorique et enfin, utilisation du maximum de données valides dans l'ensemble des protocoles. Les coefficients obtenus selon chaque méthode sont résumés au tableau 50. Notons enfin que quelques mois plus tard, les données de l'EHVA furent réanalysées selon la procédure utilisée pour la construction de l'EAS-ll. Celle-ci reposait sur deux principes: construction d'une échelle individuelle à l'aide de données complètes (listwise) et nombre variable de sujets d'une échelle à l'autre (pairwise). Dans l'ensemble, les résultats sont similaires et les décisions au niveau des items auraient été presque identiques. La seule dissimilitude concerne le degré de confiance que nous éprouvons à l'égard de la stratégie employée pour l'EAS-ll. Ces résultats sont présentés sous la méthode D.

Méthode A

La méthode A vise à étudier l'EHVA chez des populations externes, comme le stipulait la version originale américaine. Elle consiste à apprécier la consistance interne des échelles chez les 145 sujets des groupes vivant dans la communauté. En second lieu, elle devrait nous permettre d'évaluer dans quelle mesure les méthodes de sélection d'items dans la version américaine sont pertinentes en milieu québécois. Pour ce faire, il importe de maximiser la comparabilité entre les items et ce, en égalisant le nombre de sujets. L'analyse porte donc, à l'intérieur d'une échelle, sur les seuls sujets ayant répondu à la totalité des questions. La taille de l'échantillon conservé oscille entre 41 et 143, avec une médiane approximative de 90. Deux paramètres statistiques serviront à déceler les items potentiellement problématiques: la variance de l'item et la corrélation item-total.1

Les résultats figurent aux tableaux 98 à 103 (de l'appendice 3) et, en plus des statistiques, comportent un astérisque afin d'indiquer les items qui, sous une analyse d'items orthodoxe, seraient probablement exclus et qui, du moins, soulèvent des questions.

Deux items, 20 ("Linge sale") et 34 ("Sandwiches") ne manifestent aucune variance. Dans l'ensemble, la consistance interne s'avère relativement satisfaisante; les coefficients alpha des six échelles analysées (Apparence, Ménage, Alimentation, Santé, Gestion et Loisirs) oscillent entre 42 et ,76 pour une médiane de ,69. Parmi les 42 items ainsi analysés, les trois quarts ont une corrélation item-total supérieure à ,30.

De fait, deux questions spécifiques furent abordées au cours de cette analyse: la pertinence de créer, au sein de l'échelle Alimentation, deux nouvelles échelles, l'une ayant trait à la qualité de

1 Certaines échelles (emploi, déplacement, hygiène) de par leur caractère confus, ou de par la nature fantaisiste des résultats, ne seront pas présentees.

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l 'alimentation, l'autre de l'hygiène alimentaire, qui auraient été en corrélation relativement faible (r=,17). Pour diverses raisons, cette stratégie a été mise de côté. Enfin, un seul item parmi les 42 mériterait d'être exclu, soit celui ayant trait à la présence aux offices religieux, dont la corrélation est seulement de ,02. La tendance actuelle en psychométrie veut qu'il faille éviter la rédaction de tels énoncés (la nouvelle version de MMPl a éliminé les trois items à caractère religieux de l'échelle Dépression), nonobstant leurs qualités statistiques ou théoriques. Il est plausible ici d'avancer que la pratique religieuse constitue un aspect positif de l'existence des patients de l'étude. Il n'en demeure pas moins qu'on pourrait envisager son exclusion.

Tableau 50: Coefficients alpha de chaque échelle selon les quatre méthodes Echelles Méthode A Méthode B Méthode C Méthode D

Hygiène ,60 a a ,60 Apparence ,73 ,72 ,70 ,73 Ménage .72 ,73 ,72 ,71 Alimentation ,66 ,84 ,66 ,65 Santé .66 ,83 ,66 .65 Gestion financière ,76 ,90 ,78 ,71 Loisirs ,42 ,47 ,44 ,46 Déplacements a a ,75 a a Coefficients qui n'ont pas été calculés pour ces échelles (voir note infrapaginale page précédente)

Méthode B

La méthode B consiste à évaluer dans quelle mesure l'EHVA peut être utilisé avec des échantillons de patients hospitalisés. La facture contingente de la majorité des items nous a obligés à recourir à une procédure de codage automatique consistant à attribuer le score de 2 à un item décrivant une activité que la personne hospitalisée ne peut pratiquer dans son environnement. La présomption théorique qui légitimise cette pratique veut que cette personne généralement hospitalisée depuis une longue période n'a pas exercé cettte habileté et que même si elle avait la possibilité de poser telle ou telle conduite, en serait incapable. Cette procédure nous permet d'étudier l 'EHVA sur l'ensemble des 276 sujets. Les tableaux 104 à 109 (voir appendice 3) rapportent les statistiques descriptives et corrélationnelles de chaque item des échelles Apparence, Ménage, Alimentation, Santé, Gestion, Déplacement et Loisirs.

Selon cette seconde méthode d'analyse, la consistance interne, dans son ensemble, s'avère satisfaisante: les coefficients alpha oscillent entre ,47 et ,90, pour une médiane de ,83. A l'intérieur de chacune des échelles les corrélations item-total demeurent convenables: parmi les 50 items considérés, il n'y en a que 6 qui n'atteignent pas la valeur de ,30.

Tout comme dans l'analyse précédente, l'échelle Alimentation semble présenter deux noyaux distincts, l'un portant sur qualité de l'alimentation, l'autre sur l'hygiène alimentaire. Par ailleurs, l 'échelle Déplacement a été provisoirement privée des deux énoncés portant sur la détention d'un permis de conduire et sur la conduite automobile; ces deux énoncés concernent directement une fraction restreinte du présent échantillon. Seuls les quatre items portant sur l'emploi adapté des transports en commun furent conservés: ceux-ci forment un composite très homogène (les corrélations inter-items sont de l'ordre de ,90) avec un alpha de ,89. Un tel niveau de consistance interne laisse soupçonner redondances béhavioriales, désintérêt de la part des interviewers, et paradoxe de l'atténuation.

Méthode C

Cette méthode se propose de faire un compromis entre les deux méthodes précédentes en quelque sorte, puisque d'une part elle n'a pas recours au procédé de codage automatique et qu'ensuite, elle vise à préserver le maximum de données valides. Elle requiert les étapes suivantes:

(1) estimation de la matrice de corrélations inter-items (ry) basée sur un nombre variable de sujets d'une paire d'items à l'autre (à cause des données manquantes)

53 (2) estimation des corrélations item-total au moyen de la formule développée par Lord &

Novick, 1968 (p. 330, éq. 15.3.7) (3) estimation du coefficient alpha au moyen de la formule (Lord & Novick, 1968, p. 331, éq.

15.3.8)

Les résultats de cette dernière analyse figurent aux tableaux 110 à 117 (voir appendice 3). Les coefficients alpha oscillent entre ,44 et ,78, avec une médiane de ,68. Tout comme dans les deux analyses précédentes, l'échelle Loisirs manifeste la consistance interne la plus faible. De façon très globale, nous remarquerons que nonobstant les différences absolues entre les divers coefficients (alpha et corrélations item-total) d'une méthode de l'analyse à l'autre (A, B, et C), leur comportement relatif à l'intérieur d'une échelle aurait probablement donné lieu aux mêmes décisions.

Méthode D

La dernière méthode est celle qui fut utilisée pour la construction des échelles de l 'EAS-ll (voir p.37). Les résultats obtenus ici sont très semblables aux résultats obtenus avec les autres échelles. Soulignons que l'échelle Hygiène ne comporte pas l'item 5 a et b qui concernait le rasage de la barbe pour les hommes et les soins requis lors des menstruations chez les femmes L'échelle alimentation ne comporte pas l'item 34 ("Sandwiches"), l'échelle Santé l'item 46 (remboursement des médicaments) et l'échelle Loisirs, l'item 63 (église). Les coefficients alpha obtenus (voir tableau 118; appendice 3) sont tous satisfaisants, sauf celui de l'échelle loisirs qui est faible. Les corrélations test-retest ont été calculées sur les échelles obtenues avec cette méthode et sont rapportées au tableau 51. En outre, une analyse factorielle exploratoire a été réalisée. Les matrices de corrélation "pairwise" et "listwise" sont rapportés aux tableaux 119 et 120 (appendice 3). Deux facteurs principaux ont été identifiés (voir tableau 121; appendice 3). Le premier, qui explique 35% de la variance, regroupe les échelles servant à mesurer les habiletés "primaires" soit l 'hygiène l'apparence, l'alimentation et l'entretien ménager. Le second facteur regroupe les habiletés liées à la santé, la gestion financière et les loisirs et explique 21% de la variance.

Fidélité test-retest des échelles finales de l'EHVA

Tableau 51; Moyenne, variance, corrélation test-retest des sept échelles finales de l'EHVA Echelles n Moment 1 Moment 2 } Commentaires

M M Hygiène Apparence

Alimentation

Ménage Loisirs Gestion Santé 1 q_< ,05

55 7,19 1,27 40 5,98 2,13

7,04 1,28 5,68 1,40

,671 .741

23 11,65 4,78 11,78 5,36 8 0 1

30 52 20 11

6,67 8,42 8,80 6,82

1,68 1,74 ,70 ,96

6,67 8,42 8,65 6,91

1,68 1,39 ,56 1,49

,901 ,671 .811 ,901

2 sujets améliorés 2 r 1= - 8 2 r2= .91

,80 1 dégradé, 2 extrêmes '1= -91; ,73; ,79 r 2 = .87; ,95; ,63 r3= .90 1 sujet extrême r-j= ,74 1 amélioré r 1 = ,69 corrélogramme est bon

2 r i n d i c e <r1, r2, r3) signifie que l'exclusion d'un ou deux ou trois sujets entraîne une nouvelle corrélation

L evaluation de la fidélité test-retest des échelles de l'EHVA a été menée chez une cinquantaine de sujets après un intervalle d'environ deux semaines. Le tableau 51 présente les statistiques descnptives observees aux deux moments ainsi que la corrélation de pour chaque échelle. Ce.les-ci oscillent entre, 67 et 90 , ' ce q u ^ s ^

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sat isfa isante. Ces résultats doivent cependant être interprétés à la lumière de cer ta ines considérations. Ces coefficients, en un certain sens, peuvent être considérés comme très élevés puisqu'ils portent sur des scores qui manifestent peu de variance. L'intervention d'un même juge aux deux moments ainsi que la consigne du questionnaire stipulant une période temporelle ("au cours du dernier mois") plus longue que l'intervalle test-retest (deux semaines) ont sans doute contribué à pallier l'absence de variations des scores observés.

Plus précisément, un examen visuel des corrélogrammes révèle dans la plupart des cas le phénomène suivant: il y a d'abord concentration majoritaire des sujets dans la portion inférieure gauche du graphique, indiquant que la plupart obtiennent systématiquement des scores très faibles aux deux moments, avec un degré de variation presque nul. On remarque ensuite trois autres types de sujets, minoritaires. Un premier, A: caractérise le(s) sujet(s) extrême(s) au test et au retest; plus ce sujet s'éloigne du corps majoritaire de l'échantillon, plus il menace d'augmenter considérablement le coefficient de corrélation. Augmentation, toutefois, qui peut être compensée par deux autres types de sujets, respectivement B et C, qui dénotent des personnes "améliorées" et "dégradées" entre les deux moments.

Les six corrélogrammes furent donc analysés à la lumière de ces diverses considérations afin d'en apprécier la propreté, c'est-à-dire le degré d'influence individuelle d'une infime minorité de sujets sur la corrélation obtenue chez l'ensemble de l'échantillon. Il ne saurait être question ici d'exclure de sujets, tant à cause de la petitesse des échantillons que de leur provenance particulière.

Validité

Différentes analyses ont été effectuées afin d'amorcer les études de validité de l'EHVA. Ainsi, les corrélat ions avec le personnel soignant sont d'abord présentées. Des analyses de var iance et des analyses de corrélations sont ensuite réalisées pour vérifier les capaci tés discriminantes et convergentes des échelles de l'EHVA. Ces analyses ont été réalisées sur le score moyen de chaque échelle, c'est-à-dire sur la somme des scores 1 (oui) et 2 (non) divisée par le nombre total d' i tems répondus par le sujet sur chaque échelle. Une échelle totale provisoire a été calculée en additionnant les scores moyens des six autres échelles.

Corrélations entre les patients et le personnel soignant

Afin d'évaluer le degré de convergence entre les échelles de l'EHVA provenant de deux sources d'évaluation différentes, nous avons réalisé des corrélations entre l'évaluation fournie par les patients et celle obtenue par un membre du personnel soignant qui connaît le mieux le patient. Les corrélations de Pearson révèlent 6 relations significatives d'ordre élevé et moyen. La corrélation la plus élevée est obtenue pour l'échelle Gestion des finances (e= ,71; & < .001), l'échelle Apparence et tenue vestimentaire atteint ,55 (p. < ,001), suivit par l'échelle Totale avec ,54 (£ < ,001), l 'échelle Alimentation obtient une corrélation de ,51 (e, < ,001). L'échelle Hygiène obtient une corrélation modérée avec ,39 (b < ,01) de même que l'échelle Loisirs qui atteint ,38 (g < ,01). Des corrélations faibles et non significatives sont obtenues pour les échelles Entretien ménager (r= ,10) et Santé (r= ,15). Ces corrélations sont donc excellentes pour la majorité des échelles de l'EHVA. Elles indiquent que les patients et les membres du personnel perçoivent les capacités des patients concernant leurs habiletés de la vie quotidienne de façon similaire. Les échelles portant sur l'Entretien ménager et la Santé amènent des divergences d'opinion.

Analyses discriminantes

Les capacités des échelles de l'EHVA à discriminer entre les sujets ont été vérifiées à l'aide d'analyses de variance. Ces analyses ont été réalisées à partir du score moyen sur chaque échelle pour chaque sujet. Ce calcul a été utilisé de préférence à celui du score total puisque pour les patients hospitalisés, plusieurs items ne pouvaient être évalués.

Les premières analyses ont porté sur les différences entre les sujets en fonction des sous-groupes de patients. Le tableau 52 rapporte les scores moyens de chaque sous-groupe pour chaque échelle. Soulignons que ces moyennes sont peu étendues, elles peuvent varier de 0 à 2,0.

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Une différence significative est obtenue pour l'échelle Hygiène (E(6,275)=5,4; £ <,001) ou ion observe que les patients de longue durée hospitalisés et ceux issus de longue durée mais vivant dans la communauté depuis plus d'une année et demie (la majorité sont ici en pavillon) sont ceux qui présentent le moins d'autonomie pour leur hygiène personnelle. Une différence significative est obtenue pour l'échelle Apparence et tenue vestimentaire (£(6,275=3,4; £ <,003) où les patients hospitalisés au long terme et ceux vivant en pavillon (LDS) sont ceux qui présentent le plus de problèmes alors que les patients issus de longue durée et vivant actuellement en famille d'accueil sont ceux qui ont le moins de difficulté avec leur apparence physique et vestimentaire. Pour les échelles Entretien ménager et Alimentation aucune différence significative n'est obtenue entre les sous-groupes. Les patients sont relativement autonomes sur ces dimensions. Les patients se distinguent quant à leurs habiletés à s'occuper de leur santé (£_(6, 275) = 2,2; £ <,05), les patients

Tableau 52: Scores moyens des sous-groupes de patients sur les échelles de l'EHVA Echelles LDI LDE CDI CDE CDS LDS LDFA Hygiène 1,27 1,11 1,17 1,16 1,08 1,27 1,16 Apparence 1,23 1,12 1,13 1,10 1,11 1,22 1,06 Entretien ménager 1,15 1,05 1,17 1,17 1,15 1,14 1,11 Alimentation 1,14 1,02 1,11 1,17 1,12 1,11 1,11 Santé 1,19 1,08 1,14 1,09 1,07 1,12 1,23 Gestion financière 1,58 1,41 1,23 1,15 1,17 1,65 1,43 Loisirs 1,53 1,47 1,41 1,38 1,39 1,55 1,42 Totale 8,99 8,25 8,35 8,12 8,08 9,13 8,50 a Nombre de sujets insuffisants pour calculer les analyses de variance

de longue durée hospitalisés et ceux vivant en famille d'accueil présentent le moins d'autonomie. Des différences sont également obtenus sur l'échelle Gestion des finances (F(6,231)=19,5; e <,001 ), les patients hospitalisés au long terme et ceux à succès issus du long terme sont les moins autonomes sur cette dimension alors que les patients qui furent hospitalisés en courte durée et qui vivent dans la communauté depuis plus d'une année sont les plus autonomes. Les résultats significatifs obtenus sur l'échelle Loisirs (F(6,275)=5,3; & <,001 ) nous révèlent que les patients de courte durée à l'interne ou à l'externe sont ceux qui ont le plus d'activités de loisirs. L'échelle Totale indiquent des différences significatives entre les sous-groupes (£(6,231 )=8,27; g_ <,001 ). Les patients hospitalisés en longue durée et ceux issus de la longue durée et qui vivent dans la communauté (LDS) obtiennent le score le plus élevé, indiquant ainsi qu'ils présentent le plus grand nombre de déficits au niveau de leurs habiletés pour composer avec la vie quotidienne. Les patients issus des soins de courte durée et vivant dans la communauté (CDE, CDS) sont les plus autonomes.

Les analyses effectuées en fonction des catégories diagnostiques (voir tableau 53) indiquent des différences significatives sur certaines échelles. Ainsi, les patients se distinguent quant à leur degré d'autonomie dans leur Hygiène personnelle (£(4,269)=5,5; e. <,001), les patients schizophrènes sont les moins autonomes. Pour l'échelle Apparence et tenue vestimentaire des différences (E(4,269)=2,86; p. <,02) sont obtenues, les patients schizophrènes présentent le moins d'habiletés à s'occuper de leur apparence. Aucune différence significative n'est obtenue pour les échelles Entretien ménager, Alimentation et Santé. Les patients se distinguent sur l'échelle Gestion

Tableau 53: Scores moyens des sujets selon leur diagnostic sur les échelles de l'EHVA Echelles Schizo- Tr. schizo- Schizo- Mat. affec. Autre

phrénie phrénifor. affectif majeure psychose Hygiène 1,23 1,14 1,16 1,09 1 08 Apparence 1,19 1,13 1,10 1,07 1 14 Entretien ménager 1,16 1,17 1,12 1,15 i ' i 2 Alimentation 1,13 1,16 1,08 l ' i 5 i ' u Santé 1,16 1,12 1,11 i | o 7 1*08 Gestion financière 1,42 1,19 1 34 1 21 1*16 Loisirs 1,50 1,35 1,45 M O 1 4 1 Totale 8,66 8,26 8.39 8.14 e l l 3

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des finances (E(4, 227)=6,5; £ <,001 ), les patients diagnostiqués schizophrènes étant les moins autonomes. Quant aux loisirs (F(4,269)=4,1; £ <,01), ici encore les patients schizophrènes sont les moins actifs. Une dernière différence significative est obtenue pour l'échelle totale (£(4,227)=3,4; £ <,01 ) où les patients schizophrènes et ceux ayant des troubles schizo-affectifs présentent le plus de difficultés.

Des analyses de variance ont également été réalisées pour vérifier s'il existe des différences entre les hommes et les femmes de notre échantillon. Trois échelles indiquent des différences significatives soit l 'échelle Hygiène (£(1,275)=30,2; £ <,001), l'échelle Apparence et tenue vestimentaire (F(1,275)=19,7; £ <,001 ) et l'échelle Entretien ménager (E(1,275)=16,3 £ <,001 ). Dans les trois cas, les femmes se révèlent plus autonomes que les hommes dans ces habiletés de vie. Une différence significative est également obtenue pour l'échelle Totale (£(1,223)=11,4; £ <,001); ici aussi les femmes obtiennent le score le plus faible, indiquant plus d'habiletés pour composer avec la vie quotidienne.

Plusieurs différences significatives, rapportées au tableau 54, sont obtenues sur les échelles de l'EHVA lorsque l'on compare les patients hospitalisés en courte durée versus en bngue durée. Dans cette situation, les patients de courte durée devraient présenter plus d'habiletés pour composer avec la vie quotidienne que ceux hospitalisés depuis plusieurs années dans les unités de soins de longue durée. Des différences sont obtenues pour l'échelle Hygiène (£{1,275)=17,1; £ <,001), Apparence (F(1,275) 10,4 £ <,001), Santé (F(1,275)=5,8; £ <,05), Finance (F(1,231)=101,4; £ <,001), Loisirs (F(1,275)=25,3; £ <,001) et Totale (£(1,231)= 34,1; £ <,001). Dans tous les cas les résultats attendus sont observés, les patients de courte durée ont les scores les plus faibles, indiquant qu'ils sont plus autonomes.

Tableau 54: Scores moyens des sujets selon leur sexe ou selon leur durée de séjour pour les échelles de l'EHVA Echelles Sexe Durée de séjour

| Femmes Hommes I Courte Lonque Hygiène 1.11 1.27 1.14 1.24 Apparence 1.10 1,22 1.12 1,20 Entretien ménager 1,09 1.21 1.17 1.14 Alimentation 1.11 1.14 1.13 1.12 Santé 1.13 1.14 1.10 1.17 Gestion financière 1,33 1.34 1.19 1,55 Loisirs 1,45 1,46 1,40 1,54 Totale sans emploi 8,28 8,66 8.20 8,87

Ces analyses nous ont permis de vérifier les capacités des échelles de l'EHVA à discriminer les patients selon leur diverses caractéristiques. Les échelles Entretien ménager et Alimentation sont ensuite celles qui ont suscité le moins de différences significatives entre les groupes. Ceci semble s'expliquer par le fait que les patients sont dans l'ensemble assez habiles pour effectuer ces tâches. Dans le cas de l'alimentation, ces habiletés concernent surtout la capacité de manger de façon équilibrée c'est-à-dire en choisissant des mets des quatre groupes alimentaires recommandés par les diététiciens. Les autres items concernant la cuisson des aliments, l'épicerie et l'entreposage des aliments n'ont pu être évalués pour la majorité des patients, ceux-ci étant hospitalisés et n'ayant pas l'occasion d'exercer ces habiletés.

Corrélations convergentes et divergentes avec d'autres échelles

Plusieurs corrélations entre des échelles de l'EHVA et celles de la GNY, de l'EAS-ll et du MRC pouvaient être attendues étant donné les dimensions similaires évaluées par ces différents questionnaires. Le tableau 55 résume les principales corrélations significatives observées. On note déjà que celles-ci sont faibles, la plus élevée étant de ,48 entre l'échelle d'Autonomie fonctionnelle et celle des Loisirs de l'EHVA. Tel qu'attendu, des corrélations sont obtenues entre l'échelle Setfcare

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de la GNY et les échelles d'Hygiène personnelle et d'Apparence et tenue vestimentaire et de façon plus étonnante avec les échelles Finance et Loisirs. L'échelle Comact, qui mesure le degré d'autonomie face aux besoins communautaires, est corrélée avec toutes les échelles sauf Entretien ménager et Alimentation. Ces résultats nous apparaissent donc peu concluants; soit que ces deux questionnaires mesurent des dimensions différentes ou que l'un d'eux soit déficient ou qu'il mesure des perspectives différentes, l'un provient des patients et l'autre du personnel soignant. Des corrélations sont obtenues entre l'échelle Bien-être de l'EAS-ll et la plupart des échelles de l'EHVA. Ceci semble attribuable au fait que l'échelle Bien-être évalue entre autres le fait de bien se nourrir, se vêtir et d'avoir une apparence propre. Tel qu'attendu, les échelles Hygiène et Apparence sont corrélées avec l'échelle d'Autonomie fonctionnelle du MRC. Celle-ci est également corrélée de façon assez importante avec l'échelle Loisirs et l'échelle Totale. Tel qu'attendu, l'échelle Loisirs est corrélée avec l'échelle Habiletés interactives bien que cette corrélation soit faible, de même qu'avec les échelles Hygièene, Apparence et tenue vestimentaire, Santé, Finance et l'échelle totale. L'ensemble de ces résultats nous indique donc que les échelles de l'EHVA mesurent des dimensions qui sont parfois similaires avec celles mesurées dans d'autres instruments. Toutefois, les corrélations faibles indiquent que les construits mesurés diffèrent également.

Tableau 55: Corrélations de Pearson observées entre les échelles de l'EHVA et certaines échelles de la GNY, du MRC et de l'EAS-ll Echelles de l'EHVA GNY EAS-II MRC Echelles de l'EHVA

Selfcare Comact Bien-être Total Aut.fonc. Hab. int. Hygiène ,22* ,24* ,29** .15* ,33** ,21** Apparence ,19' .24* ,29** ,20** ,24* ,31** Entretien ménager ,32** ,21** Alimentation ,19* ,22* Santé ,23* ,18* ,28** ,23** Gestion financière ,22* ,47** ,29** ,43** Loisirs ,25* ,29** ,21** ,16* ,48** ,25** Totale ,21* ,36** ,36** .23** ,41** ,38** * p< .01 **p<,001

Conclusion

L'EHVA se révèle donc un outil de recherche fort intéressant. La fidélité test-retest de l'instrument est satisfaisante et l'accord interjuges est élevé. En outre, cet instrument a demandé un temps de formation assez court avec les interviewers, moins d'une semaine y a été consacré et dès le début l'accord interjuges atteint était très haut (voir Cyr, Toupin, Lesage & Valiquette, 1992). Les efforts entrepris pour adapter l'instrument à une évaluation au cours de l'hospitalisation s'avère en grande partie réussis Certaines échelles sont toutefois problématiques dont celles concernant la recherche et le maintien d'un emploi. Trop peu de sujets issus des centres de longue durée sont impliqués dans un atelier de travail et ceci est particulièrement vrai pour les patients vivant dans les familles d'accueil ou dans d'autres ressources à l'externe. Pour certains d'entre eux, d'autres conditions (Ex.: capacité physique ou leur choix personnel) rendent ces items inappropriés. La validité discriminante de l'EHVA est excellente. Les corrélations obtenues entre les patients et les membres du personnel soignant sont significatives pour plusieurs échelles et assez élevées. Les analyses ont permis de faire ressortir des différences entre les groupes de patients et ce en fonction de caractéristiques variées. Les corrélations convergentes et divergentes indiquent que l'EHVA mesure des dimensions assez différentes de celles évaluées par les autres instruments de cette étude. Ainsi, les résultats portant sur la fidélité et la validité de l'EHVA indiquent que cet instrument peut produire des données intéressantes sur les patients en fournissant une mesure détaillée et valide de leurs habiletés de la vie quotidienne.

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LA GRILLE NEW YORK (GNY)

Description de l'instrument de mesure

Traduction du: New York State office of Mental Health Level of Care; NYSOMH, développé par Furman et Lund (1979).

Dimensions évaluées: Communication-compréhension, santé physique, procédés de soins, santé mentale et comportement, activités de la vie quotidienne, vie communautaire, médication psychiatrique.

Période d'évaluation couverte: Aujourd'hui jusqu'aux six derniers mois selon les items.

Caractéristiques de la mesure: 140 items - Complétés par le personnel infirmier - Un score global physique et ur> score global psychiatrique - Permet de déterminer le type de placement pour un patient selon 10 niveaux dont les quatre premiers sont des soins dans la communauté, les trois suivants, des soins dans un environnement de réadaptation, et les trois derniers, des soins intensifs d'intervention et de supervision.

Durée requise: 30 minutes.

Fidélité: Fabisiak a obtenu un accord interjuges de r=0,88 pour les items physiques de r=0,72 pour les items psychiatriques et de r=0,75 pour l'ensemble des items alors que Lambert obtient pour les 26 sous-échelles, plus de 0,85 pour six échelles, les autres variant de r = 0,51 à 0,82 - consistance interne des sept échelles s'élève de 0,72 à 0,93 (Fabisiak) et coefficients alpha supérieurs à 0,85 pour l'ensemble des échelles (Lambert).

Validité: Convergences entre les évaluations de la grille pour 687 patients et le lieu de résidencce des patients r = 0,75. Pour 11 253 patients hospitalisés (gériatriques, chroniques, intensifs) concordance de 41,0% pour l'unité chronique, 41,1% pour l'unité intensive et 46,0% pour l'unité gériatrique.

Adaptation française: Cette grille a été traduite par Côté et Pilon (1984). La version révisée en mars 1989 est utilisée. En plus de la formation qui était donnée aux membres du personnel soignant des hôpitaux en avril, nous avons ajouté lors de la formation des exemples concrets pour certains items afin de nous assurer d'un meilleur accord interjuges.

Références: Côté et Pilon, 1984; Coté et al., 1989; Lambert, 1982; Furman, Fabisiak, et Henrikson, 1979; Foley et Schneider, 1980.

Fidélité

Une analyse même rapide du tableau 56 qui rapporte les RIC de la centaine d'items de la GNY révèle d'abord que la fidélité est moins satisfaisante que celle atteinte par les autres protocoles: la médiane des coefficients est seulement de ,33. Ceci s'explique en partie par le modèle ulitisé pour évaluer l'accord interjuges (RIC 1,1) de même que par la période de formation plus courte accordée aux infirmières. On notera de plus que la variabilité des coefficients est plus marquée pour la GNY que pour les autres questionnaires: il y a 18 RIC négatives et 29 qui sont indéterminées, c'est-à-dire que toutes les personnes obtenaient ta même cote de la part des deux évaluatrices. Le regroupement à l'aide des six "échelles", notées de I à VI au tableau 57, n'apporte malheureusement pas d'informations nouvelles. Nous avons donc décidé de concentrer l'analyse sur certaines sous-échel les provisoires prometteuses, qui apparaissent au tableau 58. Certains items "uniques" se comportent de façon adéquate: ainsi, l'item 91 sur le type de résidence le plus approprié et l'item 13 sur le degré d'intelligence. D'autres, cependant, demeurent problématiques

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comme la sous-échelle Comportement (items 14 à 63) qui obtient une médiane de ,25 et Manifestations violentes (#64 à #71 )1 . Il est cependant assez malaisé de proposer des explications pour rendre compte de la variabilité des RIC de la cinquantaine d'items de la sous-échelle Comportement et ce, malgré les analyses de contenu et discussions avec des experts. On notera au passage que tous ces items proviennent du NOSIE (Honigfeld & Klett, 1965), très connu en recherche psychoparmacologique comme instrument de mesure de la psychopathologie et son impact. Enfin, le tableau 59 présente pour les sous-échelles retenues le contenu des items dont la RIC est inférieure à ,30.

Tableau 56: Coefficients de RIC de étude de fidélité pour les items de la GNY Item RIC Item RIC Item RIC Item RIC

1 ,77 b ,00 32 ,44 65 ,61 2 b 10 ,23 33 ,29 66 ,63 3 ,66 11 a b 34 ,45 67 1, 4 -.02 b b 35 ,71 68 b 5 ,39 c b 36 ,33 69 ,00 6 ,52 d b 37 ,19 70 ,71 7a b e b 38 -,10 71 ,32

b -.02 f b 39 ,48 72 a ,71 c b g b 40 ,02 b 1, d 1, h b 41 ,31 c -,02 e ,00 i b 42 -.12 73 ,00 f ,00 i b 43 ,35 74 ,47 g ,84 k b 44 ,48 75 ,35 h b I b 45 ,06 76 ,71 i b m a 46 ,47 77 ,15 j ,00 13 ,35 47 ,07 78 ,53 k b 14 ,29 48 -.06 79 b I 1, 15 ,25 49 -,01 80 ,32 m b 16 ,26 50 ,52 81 ,16 n b 17 ,40 51 ,52 82 ,13 o ,66 18 ,17 52 -.02 83 ,53 P 1, 19 -.10 53 ,59 84 b q b 20 .19 54 ,19 85 -,02 r b 21 ,36 55 -.04 86 b s b 22 ,65 56 ,22 87 ,75 t b 23 ,06 57 -,22 88 ,57 u a 24 ,10 58 b 89 ,28 v a 25 -.15 59 -.02 90 a ,50

8a 1, 26 ,31 60 ,34 b ,42 b .66 27 ,43 61 -.12 c ,64 c -.02 28 ,62 62 ,07 d ,49 d .00 29 -.02 63 ,46 e ,46 e a 30 ,71 64 ,58 91 ,58

9 a ,00 31 -.10 ,58

Md .33

1 23 < n < 25 b a Question ouverte non-quantifiable

Absence de variation Personnes ou Juges [1]

On peut avancer l'hypothèse que c'est surtout l'item 69 portant sur les conduites pyromanes où un seul desaccord parmi les 50 jugements (25 X 2) rend la RIC nulle.

6 0

Tabl eau 57: Répartition des coefficients de corrélations intraclasse en fonction des 6 échelles du GNY (Md = ,33)

Echelle Numérotage # K Md Oscillation Commentaires

1 Vue, oule, 1 à 6 5 ,52 -.02, ,77 #4:-,02 communication, compréhension

Il Santé physique 7a à 7v 8 à 10

16 a

-,02. 1, #7b:-,02 #8c:-,02 #7e:,00 #8d:,00 #7f:,00 #9a,b:,00

III Procédés de soin 11a à 11m a IV Niveau d'intelligence et

comportement Intelligence 13 #12:, 35 Comportement 14 à 63 .25 ".22, ,71 Négatifs: #,19, 25, 29,

31, 38, 42, 48, 49, 52, 55, 56, 59, 61

Manifestations violentes 64 à 71 - 0, 1, #69:,00 #71 :,32

72 a à 78 9 47 -,02, 1, #72a:~,02 #73:,00

V Activités vie quotidienne 79 à 89 8a ,30 -.02, ,75 #85:-,02 VI Vie communautaire 90a à 90e 5 ,49 ,42, ,64

Type de résidence 91 #91:,55

Tableau 58: Corrélations intraclasse médianes de certaines échelles et sous-échelles de la GNY Echelle Sous-échelle (K et numérotage) RIC médiane

VI Vie communautaire Résidence (#91) .58 VI Vie communautaire Communauté (5, #90a à #90e) ,49 IV Niveau d'intelligence et Évaluation du danger (9, #72a à #78) ,47 comportement

Intelligence (#13) IV Niveau d'intelligence et Intelligence (#13) ,35 comportement V Activités de vie quotidienne (8) #79 à #89 .30 IV Niveau d'intelligence et Comportement (50, #14 à #63) ,25 comportement IV Niveau d'intelligence et Manifestations violentes (7, #64 à #71) -

comportement

61

Tableau 59: Contenu des items de certaines échelles de la GNY dont la RIC est inférieure à ,30 Echelle (sous-échelle) Contenu RIC

Comportement 56 Comportement 25 Comportement 42 Comportement 61 Comportement 19 Comportement 31 Comportement 38

Comportement 48 Comportement 55 Comportement 29 Comportement 52 Comportement 59 Évaluation du danger 72c Activités vie quotidienne 85 Comportement 49 Manifestations violentes 69 Évaluation danger 73 Comportement 40 Comportement 23

Comportement 45 Comportement 47 Comportement 62 Comportement 24 Activités vie quotidienne 82 Évaluation du danger 77 Activités vie quotidienne 81 Comportement 18 Comportement 20 Comportement 37 Comportement 54 Comportement 57 Comportement 15 Comportement 16 Activités vie quotidienne 89 Comportement 14 Comportement 33

Injurier les autres Irritable et grognon Sort facilement de ses gonds Accumule objets hétéroclites Se fâche facilement Dit se sentir déprimé Difficulté à compléter des tâches simples par lui-même Devient confus S'exhibe ou se masturbe en public Malpropre lorsqu'il mange Répond à son nom Parle de se tuer, souhaite être mort Surveillance personnelle sur l'unité Incontinence urinaire Conscient de son environnement A mis le feu Actuellement considéré dangereux Dit se sentir inutile Facilement bouleversé si quelque chose ne lui convient pas Est insupportable S'approprie les choses Perturbateur Refuse de faire choses simples Habillement Problèmes mentaux Soins personnels Demeure assis Entend des choses inexistantes Lui dire de suivre les règlements S'entend avec les autres Comportements bizarres impatient Pleure Évaluation générale santé Tenue négligée Voit des choses qui n'existent pas

-.22 -.15 -.12 -,12 -,10 -.10 -.10

-.06 -.04 -.02 -.02 -.02 -.02 -.02 -.01 .00 .00 .02 .06

.06

.07

.07

.10

.13

.15

.16

.17

.19

.19

.19

.22

.25

.26

.28

.29

.29

t.K. «n t q U ' .3 , a / l d e ' , t e t e s t " r e t e s t d e l a 9 r i l l e York, ces résultats sont rapportés au tableau 60. Tous les résultats obtenus sont s.gnrficatifs sauf pour l'échelle Psysum (-06) et Danger (.17). Pour cette dern.ere comme H s'agit de l'évaluation de dangerosité récente e le pourraTêtre effectivement a meme de varier beaucoup et ce même à l'intérieur d'une période de deux semâmes. Toutefois ce résultat est quand même étonnant puisque par ailleurs nous savons Qu'avec la sous-echelle Mesadaptation du MRC (voir p. 72) n o u s I v o n s observé t rès ^ e u de su , e U rapportant des problèmes de comportements dangereux. Ainsi le coefficient de corrélation du niveau dangerosrte recente de la gr, e New York aurait pu être plus élevé que ce qu'il est Trois autres echelles présentent des correlations test-retest assez faibles soit le niveau d'initiative pe sonneHe Sel = .34 , le niveau de symptôme dépressif (Dep = .48) et le niveau de symp ôme S s y c h o S e

(Psy = ,44). Le niveau d'.nrtiat.ve personnelle varie peu à l'intérieur d'une période à e d e ^ ï e ^ n e ! En ce qu, a trait aux symptômes dépressifs et psychotiques ceux-ci ^ n H l u s montrer une certaine variation, d'autant plus que l'évaluation porte sur les 3 d e m £ ^

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si l'on compare ces résultats à ceux obtenus avec l'EPS, on note que les coefficients test-retest de la GNY sont plus faibl es. En effet, avec l'EPS, mise à part l'échelle portant sur les hallucinations qui obtient une corrélation test-retest de 0,33, les autres se situent autour de ,60 à ,70. Les autres coefficients test-retest de la grille New York sont d'ordre modéré et donc un peu plus satisfaisants. La prudence est toutefois de mise dans l'interprétation de ces résultats étant donné la taille (n=25) de notre échantillon pour la fidélité test-retest; ce nombre réduit peut rendre les indices instables.

Tableau 60: Coefficients alpha des échelles de la GNY obtenues avec notre version française et obtenues avec la version originale américaine ainsi que les corrélations de Pearson obtenues lors du test-retest. Noms Variables Française Américaine*3 Test-retest

MEDLEVEL Niveau de soins médicaux .66 .65 .87*** SKILNURS Niveau de soins infirmiers .67 .05 c PLC Niveau de soins physiques a a .49** BEHAVE Comportements antisociaux .66 ..05 . 6 1 " * SELFCARE Niveau d'autonmie de soins quot. .66 .20 .63*** NEA Niveau de propreté personnelle .68 .66 .59*** COMIND Niveau d'autonomie œmmuiautaie .66 .11 .53** ORI Niveau d'accessibilité cognitive .67 .56 .90*** SEL Niveau d'initiative personnelle .69 .39 .34* SOC Niveau de sociabilité .67 .64 .62*** COMACT Capacité de satifaire ses besoins

communautaires .66 .76 .73*** HAB Niveau d'habitudes mésadaptées .66 .26 .61*** HOS Niveau d'hostilité .66 .40 .69*** DANGER Niveau de dangerosité récente .65 .05 .17 DEP Niveau de symptômes dépressifs .66 .28 .44** PSY Niveau de symptômes psychotiques .72 .50 .48** MANAGE Niveau d'env. psychiatrique récent .61 .54 .68***

• SECURE Niveau d'environnement sécuritaire a a .69*** PSYCH Niveau de soins psychiatriques a a .62*** CARE 10 Niveau de soins global a a .63*** PSYSUM Comportements faibles .70 .04 .06

a. Echelles non-linéaires c Le coefficient n'a pu être calculé b Issus de E.W. Lambert *** p.< .001 ** p. < .01 * p. < .05

La construction de la GNY

La grille New York est un instrument déjà construit et pour lequel des algorithmes sont nécessaires afin d'arriver aux calculs des différents scores sur cette échelle. Nos préoccupations avec la grille New York étaient de vérifier sa fidélité et sa validité plutôt que de procéder à un remaniement de l'ensemble de cette grille; celle-ci est déjà couramment utilisée au Québec dans sa version originale. Nous avons donc calculé les coefficients alpha pour chacune des échelles et nous les avons comparés avec ceux de la version originale américaine. Le tableau 60 rapporte ces coefficients. On note dans l'ensemble que la majorité des coefficients obtenus se situent autour de 0,60 à 0,70. Certains coefficients ne peuvent être calculés; les échelles étant non-inéaires. En comparaison avec la version américaine, nos coefficients sont nettement plus élevés. En effet, Lambert (1982) avait obtenu plusieurs coefficients alpha très faibles ou presque nuls et plusieurs se situaient à un niveau moyen autour de ,40. Les coefficients les plus élevés qu'il avait obtenus se situaient tout comme nous autour de 0,60 à 0,70. Ces différences peuvent peut-être s'expliquer par le fait que les infirmières choisies dans notre étude étaient celles qui connaissaient le mieux le patient et qu'elles étaient assistées par l'interwiever afin de remplir la grille, alors que l'utilisation habituelle de la grille New York implique qu'une infirmière par unité est formée à l'utilisation de la grille New York et complète celle-ci pour chaque patient de son unité. Ceci a pu avoir pour effet une meilleure discrimination des sujets sur chaque item et donc une plus grande variabilité de chaque

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item. Une autre explication justifiant ces résultats concerne les différences entre notre échantillon et celui de l'étude de Lambert. Certains de nos patients étaient en soin de courte durée et d'autres vivaient en résidences protégées (pavillon, famille d'accueil) alors que les patients de l'étude de Lambert étaient hospitalisés au long terme.

Nous avons décidé d'arrêter de ce fait nos travaux sur la construction de la grille New York. D'autres études sont en cours actuellement avec une équipe de l'hôpital Robert-Giffard de Québec afin de mettre ensemble nos banques de données et de vérifier auprès d'un certain nombre de sujets les indices de fidélité et de validité de la grille de New York (voir un premier rapport de Côté et al., 1989).

Validité

Corrélations entre les patients et le personnel soignant

Etant donné la nature de la grille New York, qui n'est pas une évaluation faite directement auprès du patient mais plutôt une évaluation complétée par le personnel soignant, nous n'avons pu établir la première forme de validité convergente qui consiste à comparer l'évaluation du personnel soignant avec celle du patient.

Analyses discriminantes

Des analyses de variance ont été réalisées afin de vérifier dans quelle mesure les différentes sous-échelles de la GNY permettaient de distinguer les patients en fonction de leurs sous-groupes d'appartenance, de leur sexe, de la durée de séjour et de leur diagnostic.

Le tableau 61 résume les moyennes des sous-groupes pour les échelles où des différences significatives ont été obtenues. Sur l'échelle Selfcare (E (4,140) = 4,3; p. < ,001), les patients hospitalisés en courte durée et ceux issus de la longue durée et vivant en famille d'accueil sont ceux qui présentent le plus d'autonomie dans leurs soins d'hygiène personnelle. Les patients se distinguent également dans leur capacité à satisfaire leurs besoins communautaires (Comact: £ (4,144) =13,3; £ < ,001), les patients hospitalisés au long terme et ceux vivant dans des pavillons (LDS) présentent les scores les plus élevés, donc le plus haut niveau de difficulté. Les patients de courte durée à l'interne ou à l'externe se distinguent des autres sous-groupes en ayant le niveau d'autonomie communautaire (Comind) le plus grand (£ (4,145) = 9,0; & < ,001). Les patients hospitalisés au court et au long terme ont les scores les plus faibles sur l'échelle de sociabilité (£ (4,142) = 4,1; p < ,004). Les patients hospitalisés au long terme se distinguent significativement des autres groupes en présentant le plus de comportements d'hostilité (£ (4,143) = 2,8; < ,03) et de symptômes psychotiques (E (4,143) = 4,4; p < ,002). Les patients hospitalisés en longue durée sont

Tableau 61 : Moyennes des sous-groupes pour les échelles de la GNY où des différences

Echelles LDI(n=74) CDI(n=56 ) CDE(n=46) LDS(n=32) LDFA(n=15) Self-care 1,54 1,07 1,45 1,37 1,08 Comact 3,96 2,66 2,84 3,92 3,17 Comind 1,77 1,31 1,31 1,78 1,75 Soc 2,80 2,92 3,38 3,38 3,91 Hos 1,90 1,54 1,46 1,70 1,33 Psy 1,90 1,46 1,31 1,51 1,25 Psypos 4,57 4,80 4,77 4,96 5,33 Psyneg 1,84 1,45 1,54 1,63 1,17 Psysum 7,75 8,35 8,23 8,34 9,16 Manage 0,69 1.21 0,46 0,22 0,08 Psyrisk 1,22 1,82 0,69 0,51 0,08 Secure 1,36 1,66 1.15 1,18 1,00

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ceux qui présentent le plus de symptômes et de déficits dans leurs habiletés de vie alors que ceux en famille d'accueil en ont le moins (F (4,141) = 4,56; £ < ,001); ce qui se reflète également sur l'échelle Psysum (F (4,140) = 4,3; & < ,001). Finalement, sur les trois échelles mesurant le degré de dangerosité et de niveau sécuritaire de l'environnement (Manage, £ (4,157) = 3,4; a < ,01; Psyrisk,£ (4,157) = 3,3; £ < ,01; Secure, £ (4,157) = 4,3; g. < ,002) les patients hospitalisés en courte durée présentent plus de problèmes de dangerosité et nécessitent un environnement plus sécuritaire alors que les patients hébergés en famille d'accueil sont ceux qui obtiennent les scores les plus faibles sur ces trois échelles. Il faut ici être prudent concernant tes résultats portant sur les familles d'accueil ou de courte durée externe, étant donné les petits nombres de sujets dans ces sous-groupes.

Les analyses portant sur le diagnostic ont considéré 4 sous-groupes diagnostiques soit: 104 patients diagnostiqués schizophrènes, 15 patients ayant un trouble schizophréniforme, 22 patients ayant un trouble schizo-affectif, 13 patients avec une maladie affective majeure avec des composantes psychotiques. Une première différence significative est notée pour l'échelle évaluant la capacité de satisfaire ses besoins communautaires (Comact: £ (3,152) = 7,5; g < ,001). Une seconde différence siginificative est obtenue en ce qui a trait au niveau d'autonomie communautaire (Comind = £ (3, p < ,001). Dans les deux cas, les différences obtenues s'expliquent par le fait que les patients diagnostiqués schizophrènes et ayant un trouble schizo-affectif obtiennent des scores plus élevés sur les deux échelles que les patients présentant un trouble schizophréniforme ou une maladie affective majeure. Ces résultats indiquent donc un handicap plus grave. La dernière différence significative est obtenue pour l'échelle représentant le niveau de soins médicaux (Medlevel: £ (3,151) = 3,1; g <,03). Ici les patients ayant un trouble schizophréniforme obtiennent le score le plus bas (M = 1,5) alors que les patients ayant une maladie schizo-affective ou une maladie majeure obtiennent un score moyen de 1,7 et les patients schizophrènes de 1,8.

Une deuxième série d'analyses a été conduite selon la variable sexe. Une seule différence significative est obtenue pour l'échelle du niveau de besoins de soins (Medlevel: £ (1,55) = 3,9; £ <,05). Les femmes (M =1,9) obtiennent un score légèrement plus élevé que les hommes ( M = 1,7);indiquant un niveau de soins médicaux plus élevé que les hommes. Ceci peut s'expliquer par le fait que les femmes étaient en moyenne plus âgées d'environ quatre ans et l'on sait que les maladies physiques augmentent avec l'âge.

Tableau 62: Moyennes et écart-types des échelles de la GNY pour lesquelles des différences signifi-catives ont été obtenues lors des analyses de variance pour la variable durée de séjour (N=157). Echelles Courte durée Longue durée Echelles

M é.t. M é.t.

Comact (F(1,156)=44,4;p<,001) 2,7 1,1 3,8 1,0 Comid (F(1,157)=32,4;p<,001) 1,3 0,5 1,8 0,4 Hos. (F(1,154)=4,0;p<,05) 1,5 0,6 1,7 0,7 Manage (F(1,157)=4,0;p<,03) 0,9 1,7 0,5 1,3 Medlevel (F(1,155)=3,9;p<,05) 1,7 0,5 1,8 0,5 Psy (F(1,154)=5,2);p<,02) 1,4 0,6 1,7 0,7 Psyneg (F(1,151)=4,8;p<,03) 1,4 0,6 1,7 0,6 Secure (F(1,157)=4,6;p<,03) 1,5 0,8 1,3 0,6 Selfcare (F(1,152)=7,2);p<,011) 1.2 0,4 1,4 0.4

Le tableau 62 rapporte les moyennes et les écart-types des différentes échelles de la grille New York pour lesquelles des différences significatives ont été obtenues lors des analyses de variance en fonction de la variable durée de séjour. Des différences significatives sont obtenues pour les échelles capacité de satisfaire ses besoins communautaires (Comact), les niveaux d'autonomie communautaire (Comind), le niveau d'hostilité (Hos), le niveau d'environnement psychiatrique récent (Manage), le niveau de soins médicaux (Medlevel), le niveau de symptômes psychotiques (Psy), le niveau de symptômes négatifs (Psyneg), le niveau d'environnement sécuritaire (Secure), et le niveau d'autonomie des soins quotidiens (Selfcare). Les résultats rapportés au tableau 62 nous indiquent que les sujets en longue durée obtiennent toujours des moyennes plus élevées que les sujets de courte durée à l'exception de deux échelles, l'échelle Manage et l'échelle Secure. Ainsi les patients

65

de courte durée semblent présenter plus de besoins de soins au niveau de l'environnement psychiatrique et du niveau sécuritaire de celui-ci.

Une dernière série d'analyse a été effectuée afin d'évaluer la validité discriminante de la grille de New York, et plus précisément la capacité de l'échelle CarelO à distinguer divers niveaux de fonctionnement social chez les sujets. Cette échelle a donc été confrontée avec les principales échelles des autres questionnaires et les résultats sont rapportés au tableau 63a ainsi qu'avec les principaux sous-groupes, rapportés au tableau 63b. Pour l'échelle globale de l'EAS-ll aucune différence significative n'est obtenue à cet effet (E (2,151) = 1,97, & = ,14). En outre, l'examen des moyennes obtenues à l'échelle globale de l'EAS-ll révèle que la tendance n'est pas conforme au profil attendu. Les sujets classifiés dans le segment soins communautaires du Care 10, obtiennent un score de fonctionnement social en moyenne plus détérioré que ceux jugés en besoin de soins de réadaptation. Ceci est évidemment contraire à l'idée qu'une réinsertion dans la communauté nécessite un fonctionnement social supérieur à celui requis dans un milieu protégé. Pour l'échelle Psychotique de L'EPS (£ (2,151) = 3,50, £ = ,03) et l'échelle globale de l'EPS (F (2,151) = 8,31, £ = ,001), les résultats vont dans le sens attendu indiquant que les patients devant être hospitalisés présentent plus de symptomatologie que les autres groupes. Les résultats obtenus sur l'échelle totale sans les catégories d'emploi de l'EHVA (E (2,114) = 1,42, £ = ,24) ne révèlent pas de différences significatives dans les habiletés de vie des patients classés selon les trois niveaux de soins. Finalement, l'échelle d'Autonomie fonctionnelle du MRC obtient une différence significative (E (2,150) = 3,56, & = ,03) indiquant que les patients hospitalisés font preuve d'une moins grande autonomie. Des différences sont également obtenues pour l'échelle d'Habiletés interactives du MRC (£ (2,144) = 5,46, $ = ,005) où les patients placés en soin de réadaptation présentent les scores les plus élevés. Aucune différence n'est obtenue entre les trois groupes pour l'échelle Mésadaptation (E (2,145) = 1,32, E = .26).

Tableau 63a: Moyennes et écart-types sur les trois groupes définis selon le CarelO de la GNY et les principales échelles des autres intruments. Echelles des autres instruments Soins

communautaires Soins de

réadaptation Soins

hospitaliers Globale de l'EAS-ll Psychoti de l'EPS Echelle totale de l'EPS Echelle totale de l'EHVA Echelle autonomie fonctionnelle du MRC Echelle mésadaptation du MRC Echelle habiletés interactives du MRC

5,81 (2,68) 5,63 (6,50)

12,17 (10,86) 1.24 (0,12) 12,8 (1,9)

28,83 (7,89) 6,69 (1.54)

4,98 (2,27) 4,71 (5,71) 9,33 (9,11) 1.23 (0.11) 13,0 (2,7)

29,4 (9,36) 8,0 (2.7)

6.40 (2,27) 8,93 (7,92)

20,34 (12,72) 1.29 (0,17) 14,0 (2,6)

31,65 (8,28) 7.4 (1.6)

Le tableau 63b indique la répartition des différents sous-groupes de patients en fonction des résultats à l'échelle CarelO regroupée en trois niveaux. Les résultats indiquent que 59,3% des patients hospitalisés en longue durée sont classés dans le niveau de soins communautaires contre 22,4% en milieu hospitaliser. De façon similaire, seulement 36,6% des patients hospitalisés en courte durée sont classés niveau de soins hospitaliers alors que 61% sont regroupés au niveau soins communautaires. Par ailleurs, 72,2% des sujets issus du courte durée et qui vivent dans la communauté et 100% du groupe à succès sont classés au niveau des soins communautaires. Pour les patients issus du milieu hospitalier de longue durée et vivant dans des ressources d'hébergement protégé (longue durée succès et famille d'accueil) seulement 14,8% et 33,3% sont catégorisés au niveau des soins de réadaptation. Ainsi, la classification obtenue avec l'échelle CarelO diffère souvent des lieux d'hébergements des patients au moment de l'étude. Il est toutefois risqué de conclure que la classification obtenue avec la GNY soit totalement erronée puisqu'il se pourrait que plusieurs patients n'étaient pas dans la ressource la plus appropriée à leur état au moment de l'étude. Il n'en demeure pas moins que de nombreux écarts sont observés tant au niveau du fonctionnement social que des milieux de soins (tableaux 63a et 63b). Ceci soulève la question de la validité de la GNY et cette question mériterait d'être éclaircie par d'autres études

6 6

Tableau 63b: Pourcentage de patients selon les sous-groupes en fonction des trois niveau de l'échelle CarelO. Sous-groupes Soins Soins de Soins Nombre total

communautaires réadaptation hospitaliers de sujets LDI 59,3 18,3 22,4 49 LDE 75 12,5 12,5 8 CDI 61 2,4 36,6 41 CDE 72,7 18,2 9,1 11 CDS 100 4 LDS 70,4 14,8 14,8 27 LDFA 66,7 33,3 12

Corrélations convergentes et divergentes avec d'autres échelles

Des corrélations de Pearson ont été calculées (N=127) entre les échelles de la GNY et celles des autres instruments de mesure. Les résultats attendus avec les échelles de L'EPS ont déjà été discutés dans le chapitre consacré à l'EPS. Les corrélations observées entre les échelles de dépression et de psychose sont faibles, se situant autour de ,36. Avec les échelles de l'EHVA, des corrélations étaient attendues avec plusieurs échelles. Le tableau 64 résume ces corrélations. Soulignons qu'aucune corrélation n'est observée avec l'échelle Apparence, Recherche d'emploi et Garder son emploi. On note que dans l'ensemble les corrélations sont faibles, la plus élevée est de ,41. Les corrélations attendues sont observées entre l'Hygiène et le niveau de propreté personnelle (Nea), l'Entretien et Selfcare, Comact, Comind; l'Alimentation et Comact et Comind; la Santé et Comact, Comind; la capacité de gérer ses Finance avec Comact, Ori et l'échelle Global avec Comact, Comind . On note plusieurs autres corrélations qui n'étaient pas attendues et qui sont parfois difficiles à expliquer tel que: Hygiène avec Behave, Psych; Alimentation avec Hostilité; Loisirs avec Danger. D'autres corrélations attendues, symbolisées dans le tableau par #, ne sont pas obtenues. Les résultats sont plus satisfaisants en ce qui concerne les corrélations obtenues avec le MRC. L'échelle mesurant les habiletés fonctionnelles sont en relation significative avec Incontinence (,31**), Selfcare (,41**), Comact (,35**), Comind (,27*), Nea (-,29*), Ori (-,32**), Sel (-,24*) Soc (-,33**) et CarelO (,22*). L'échelle Mésadaptation est en relation avec Soc (,24*), Psypos (,21*), mais n'est pas en relation avec les échelles Danger et Manage. L'échelle d'Habiletés interactives est en relation Comact (,41**), Comind (,25*),Behave (.30**), CarelO (,21*) mais également avec Incontinence (,31**), Selfcare (,31**), Nea (-,25*), Ori (-,27*),Hab (,37**).

Tableau 64. Corrélations entre certaines échelles de la GNY et du EHVA Grille New York Hygiène Entret. Aliment Santé Finance Déplac. Loisirs Global Selfcare # -,26* -.22* -,22* -,26* -.22* Comact # -.25* -,40** -,36** -.28** -,32** Comind # -,23* - . 41 " -,32** -,28** Nea -.25* Ori ,22* .27* .21* Soc Hab -.22 -.25* Hos -,22* -.30** -,23* Psy -.24 -.26* ,23* Psypos -,23* ,23* -,23* Psysum -.23* ,24** .21 ,33** -.27* ,22* Danger -,22* Manage -.24* Secure -.24* Behave ,28** -.25* Psych ,23* -.24* CarelO ,23* -,25* # * p< ,01 ** p< ,001

6 7

Conclusion

Nos résultats indiquent donc que dans l'ensemble les échelles produites par les algorithmes de la GNY présentent une bonne stabilité test-retest alors que plusieurs items, considérés un à un se révèlent instables. Ceci peut s'expliquer en partie par les nombres restreints (n=25) utilisés pour réaliser ces accords interjuges. Par ailleurs, les coefficients alpha calculés sur l'ensemble de nos sujets (n-158) sont satisfaisants et plus élevés que ceux d'autres études, ce qui peut s'expliquer en partie par la procédure de cueillette des données utilisée et les caractéristiques de l'échantilllon. Plusieurs échelles permettent de discriminer les patients selon différentes caractéristiques sociodémographiques sauf, de façon notable, les échelles Psych et CarelO, les échelles de niveaux de soins psychiatriques globaux. Les corrélations entre les algorithmes de la GNY et des échelles d'autres instruments mesurant des dimensions semblables sont faibles ou modérées. La GNY semblent donc produire des résultats de groupes qui peuvent se révéler intéressant surtout par le biais des algorithmes qu'elle produit. Toutefois, pour cerner des profils individuels, les résultats obtenus avec la GNY sont moins stables et produit des informations qui sont moins détaillées ou raffinés que ceux que l'on peut obtenir avec d'autres sous-échelles des instruments pérsentés dans ce rapport. Ainsi, nous concluons en renforçant l'avertissement de Furman et al. (1979) à savoir que l'utilisation de la GNY devrait être réservée exclusivement aux fins pour lesquelles elle fut développée soit de mesurer les niveaux de besoins de grands échantillons de patients psychiatriques chroniques afin de planifier les services hospitaliers en conséquence. La GNY n'a pas de valeur prédictive connue du potentiel de réinsertion des individus évalués.

105

LA MESURE DU RÉPERTOIRE COMPORTEMENTAL (MRC)

Description de l'instrument de mesure

Traduction du: Behavior Development Survey qui a été développé par Conroy et Bradley en 1985 dans le cadre du Pennhurst Longitudinal Study de l'Université Temple aux Etats-Unis.

Dimensions évaluées: Les dimensions retenues pour la présente étude visent à évaluer l'autonomie fonctionnelle du sujet ainsi qu'à estimer des comportements dangereux ou embarrassants. Les questions portant sur l'autonomie fonctionnelle sont évaluées au cours du dernier mois. En ce qui a trait aux questions abordant les comportements dangereux ou embarrassants, ils sont cotés selon leur plus récente apparition, soit au cours du dernier mois, au cours des trois derniers mois, il y a plus de trois mois ou jamais.

Adaptation française: Cette mesure consiste en deux séries d'items. La première série comprend 16 des 32 items initiaux qui mesurent l'autonomie fonctionnelle. Il s'agit d'items portant sur la vision, l 'audition, les déplacements, l'alimentation, l'incontinence, le bain, le soin des vêtements, l'orientation, les loisirs, les interactions, l'utilisation de l'argent, l'écriture, la lecture, le vocabulaire, la parole et le contact avec l'interviewer. Ces items ont été répartis en deux échelles et sont additionnés afin d'obtenir un score d'autonomie fonctionnelle et d'habiletés interactives. Ils sont évalués sur une échelle variant de 1 à 5, 6 ou 7 selon le degré d'autonomie fonctionnelle. La deuxième série de questions porte sur les comportements dérangeants (ex.: interrompre les activités des autres, désobéir aux règlements, arracher ses vêtements ou les déchirer) ou dangereux (ex.: fugue, endommage ses objets personnels ou ceux des autres, met le feu, agresse quelqu'un) Cette échelle comprend les 11 items de l'échelle originale auxquels trois items ont été ajoutés, soit ceux portant sur l'agression sexuelle, les tentatives de suicide ou les gestes incendiaires. Soulignons aussi que le premier item a été scindé en deux afin d'isoler les menaces, des gestes d'agression physique. Ces 16 items mesurent donc les comportements dérangeants ou violents qu'a pu émettre le sujet. Un score global pour cette échelle est obtenu en accordant un poids élevé aux événements qui ont eu lieu au cours des trois derniers mois et un poids moindre aux événements qui ont eu lieu il y a plus de trois mois ou qui ne sont jamais survenus.

Durée requise : Environ 30 minutes.

Fidélité: En ce qui concerne les qualités psychométriques de cette échelle, Conroy (1980) a trouvé une bonne fidélité avec un test-retest de 0,96 et un accord interjuges de 0,94 pour le score des comportements fonctionnels. Pour la section portant sur les comportements non-adaptés, la fidélité test-retest est excellente avec 0,90 et l'accord interjuges varie de 0,65 à 0,70.

Références : Conroy, J.W.; & Bradley, V.J. (1985). The Pennhurst Longitudinal Study: A Report of Five Years of Research and Analysis. Philadelphia, Temple University Developmental Disabilities Center. Boston: Human Services Research Institute.

Fidélité

Les tableaux 65 et 66 présentent les résultats des coefficients kappa pour les items du MRC. Les résultats obtenus sont très satisfaisants. En effet, un Kappa médian de 0,93 est observé pour les trois juges de l'étude de fidélité et l'ajout des juges 4 (0,94) et 5 (0,89) ne diminue pas le coefficient de façon sensible. Les items 32 à 34 sont très faibles. Ceci peut s'expliquer par le fait que ces items sont basés entre autre sur l'observation du patient ce qui est impossible pour les juges qui effectuent la codification à partir des bandes sonores. Ainsi, bien que certaines informations puissent être utilisées pour coter, l'absence d'un contact direct avec le patient a pour effet de fournir moins d'informations aux autres juges. Les résultats calculés à l'aide de la RIC (tableaux 67, 68) sont satisfaisants et semblables à ceux du Kappa. Outre les items 32 à 34 qui sont faibles, le RIC médiane est de 0,95 pour les trois juges de l'accord interjuges et de 0,94 et 0,88 pour l'enchaînement respectif des juges 4 et 5. Ces résultats sont donc comparables à ceux rapportés par Conroy et Bradley (1985).

105

Les tableaux 69 et 70 rapportent les moyennes et écart-types de chaque item aux deux moments de la prise de mesure pour le test-retest ainsi que le coefficient de corrélation obtenu. Le coefficient médian est de 0,59, ce qui est très satisfaisant. Toutefois certains items obtiennent une corrélation nettement plus faible que les autres (voir tableau 70). Il s'agit des items portant sur l'incontinence, le blasphème, la désobéissance, le comportement sexuel inadéquat et l'écriture. Sauf pour l'écriture et l'incontinence, comportements qui devraient être stables dans le temps, les autres comportements se rapportent à des conduites dérangeantes ou dangereuses. Il est possible qu'à l'un des deux moments le patient se soit souvenu d'un événement passé qu'il avait oublié ou qu'il est mieux prêt à admettre.

Ainsi, les résultats portant sur la fidélité sont très satisfaisants. Aucun item ne sera retiré du questionnaire à ce stade-ci.

Tableau 65 Coefficients Kappa pour les 34 items du MRC de l'étude de fidélité (trois juges) et de l'enchaînement des juges 4 et 5. Item I Etude de fidélité I Enchaînement

I (Juges 1,2,3)1 | j u g e 42 | Juqe53 Item Etude de fidélité

(Juges 1, 2, 3) Enchaînement Juge 4 l Juge5

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17

Md

,94 .87 .79

1 , 1.

.74

.87

.79

.91 1,

.98

.96

.95 ,93 .98

,93

,94 1,

1,

,57 .74 ,88 ,85

1

,76 ,95

1. 1.

,94

,94 .78

,78

,51 .72 .81 ,85

.93

.31 ,95 ,89 ,91

,89

18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34

,91 ,94 .93 ,93 ,97 ,87 ,98 ,92

1, ,94

1, ,76 ,73 c ,79 .24 .01 .29

1

1

,95

,91

,92 ,95 ,90

,94

.70

- ,02 ,30 .15 ,42

1, - ,01

,93 1,

,92 ,89 ,91

1, ,94

1, ,68

,65 ,10 ,01 ,29

55 < n < 63, en moyenne, 62 14 < n < 17 15 < n < 17

n < 10 Absence de variations Personnes + Juges [1] n = 14

Tableau 66: Répartition des coefficients kappa en fonction des 3 échelles du MRC (Md = ,93) Echelle Numérotage K I Md I Etendue I Commentaires

Autonomie fonctionnelle 1 à 10 Mésadaptation 11 à 28 Habiletés interactives 29 à 34

8a ,87 ,74, 1, 18 ,95 ,87,1, 6 - voir

commentaire #29 à #31: entre ,73 et ,79 #32 à #34: entre - ,01 et ,29 (communication)

a Certains items n'ont pu être calculés car n< 10

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commettre d'une façon ou d'une autre (par ex., compter la monnaie) devant le juge qui porte ensuite une évaluation de ce qu'il a observé. De plus, le niveau de difficulté de ces items nous apparaît à première vue supérieur à celui des items précédents. Il nous semble dès lors important de régler cette question.

Deux informations nous aideront à faire un choix éclairé, soit la matrice R des 16 items et ensuite, la corrélation entre les deux scores totaux de ces échelles provisoires. Le tableau 122 (appendice 4) illustre la matrice R d'où il ressort nettement que deux noyaux d'items interviennent dans la matrice, soit celui formé par les items 1 à 10 et l'autre, par les items 29 à 34. De plus, les corrélations inter-items d'un noyau à l'autre sont plus faibles et fréquemment nulles. D'autre part, la corrélation entre les scores totaux de ces deux noyaux n'est que de 0,32. Sur la base de ces deux informations complémentaires, nous avons jugé bon de scinder l'échelle Adaptation initiale en deux échelles indépendantes, soit l'échelle autonomie fonctionnelle (#1 à #10) et l'échelle habiletés interactives (#29 à #34). Il convient maintenant de se pencher sur leurs qualités métrologiques respectives.

Échelle d'autonomie fonctionnelle

Au tableau 123 et 124 (appendice 4) figurent la variance de chacun des items, la corrélation item-total de même que la corrélation de chacun avec l'échelle autonomie fonctionnelle et habiletés interactives (tableau 122). On note, d'une part, que les corrélations convergentes sont à peu près satisfaisantes, sauf possiblement pour les deux premiers items (soit RIC=0,16 et 0,15). Ceci n'est guère surprenant d'une certaine façon puisque ces deux items concernent plus des handicaps physiques que des lacunes psychologiques et qu'en plus, l'item a une variance plutôt faible. Il serait peu approprié d'exclure l'un ou l'autre de ces items d'autant plus que le coefficient alpha atteint la valeur de 0,53. Enfin, le tableau montre qu'il n'y a aucune corrélation divergente supérieure à la corrélation convergente correspondante. Cette dernière constatation se veut une autre évidence en faveur de la scission de l'échelle initiale en deux échelles.

Échelle d'habiletés interactives

Les résultats de l'échelle habiletés interactives apparaissent au moins aussi satisfaisants que ceux de l'échelle autonomie fonctionnelle. Le tableau 124 (appendice 4) rapporte des corrélations convergentes plutôt fortes, ce qui occasionne un alpha de 0,67, et nettement supérieures aux corrélations divergentes. Ce dernier résultat est particulièrement intéressant et témoigne autant de la qualité de la formation dont ont bénéficié les juges que du sérieux de ceux-ci. Il aurait été extrêmement facile pour eux de tomber dans le piège et d'évaluer le degré d'adaptation des conduites émises in vivo par le patient en se laissant contaminer par les jugements posés antérieurement dans l'échelle autonomie fonctionnelle. Encore ici. nous ne ressentons nul besoin d'exclure d'items.

Échelle mésadaptation

Les données relatives à la dernière échelle du MRC, l'échelle mésadaptation, figurent aux tableaux 125 (matrice R,appendice 4) et 126 (analyse d'items, convergente, appendice 4). Il convient de se méfier de l'allure trompeuse de la matrice R qui laisse croire que la consistance interne serait faible. En effet un nombre de coefficients à peu près nuis sont présents et il n'y en a aucun de supérieur à ,40. Cependant, il ne faut pas oublier ici que la variance de ces items est, de par la nature même de leur contenu, extrêmement réduite, malgré la présence de patients fort perturbés. Nous pensons que les corrélations inter-items sont faibles tout bonnement à cause des variances d'item faibles. A l'appui de cette information le tableau 126 nous fait voir que l'accumulation de covariance est beaucoup plus rapide que celle des variances. En effet, le coefficient alpha atteint la valeur de ,76 ce qui est loin d'être négligeable dans le présent contexte. De plus, les corrélations item-total sont adéquates - elles oscillent entre ,19 et ,53. Un regard sur les variances d'item nous incline à croire qu'il y a un lien entre les deux. Une telle relation entre variance

73 et corrélation laisse croire que si les items avaient eu plus de variance, les correlations auraient ete plus élevées. Encore ici, donc, tant à cause de considérations statistiques élémentaires que de l'importance "sociale" de la présente échelle, nous choississons de conserver l'échelle intacte.

Ainsi, les trois échelles obtenues sont satisfaisantes. Les coefficients alpha sont de 0,53 pour l'échelle autonomie fonctionnelle, 0,76 pour l'échelle mésadaptation et 0,67 pour l'échelle habiletés interactives.

Fidélité test-retest des échelles finales du MRC

La fidélité des échelles finales du MRC a été calculé et rapportée au tableau 71. Les résultats sont excellents pour l'échelle Habiletés interactives (r—,91 ) et l'échelle Mésadaptation (r=0,84). Les résultats de l'échelle Habiletés fonctionnelles, avec une corrélation de 0,74 sont bons. Il semble toutefois que certains patients aient mal compris les questions puisque les items de cette échelle évaluent des aspects physiques qui sont peu susceptibles de changer dans un délai de deux semaines. Ainsi, des corrélations plus élevées étaient attendues pour cette échelle. Le tableau 130 (appendice 4) indique des corrélations convergentes et discriminantes aux deux moments de mesure tout à fait satisfaisantes.

Tableau 71 : Moyennes, variances, corrélation test-retest des trois échelles finales du MRC Echelle n Moment 1 Moment 2 r Commentaires

M S2 M S2 Habiletés 55 12,80 2,0 12,55 1,85 .741 1 sujet amélioré fonctionnelles

.741 r-|= ,792

Mésadaptation 50 26,60 6,01 26,57 6,15 .841 corrélogramme est bon Habiletés interactives 50

n 6,68 1,55 6,62 1,32 .911 corrélogramme est bon

1 p < ,05 2 l'exclusion de ce sujet hausse la corrélation à ,79

Validité

Différentes analyses ont été effectuées afin d'amorcer les études de validité du MRC. Ainsi, les corrélations avec le personnel soignant sont d'abord présentées. Des analyses de variance et des analyses de corrélations sont ensuite réalisées pour vérifier les capacités discriminantes et convergentes des échelles du MRC.

Corrélation entre les patients et le personnel soignant

Des corrélations de Pearson ont été effectuées entre l'évaluation fournie par les patients et celle faite par un membre du personnel soignant qui connaissait bien le patient. Les corrélations pour chacun des items sont parfois faibles, parfois négatives, parfois significatives. Ces corrélations sont d'ordre modéré lorsqu'il s'agit des échelles. On note une corrélation de ,41 (£ = ,001) pour l'échelle Autonomie fonctionnelle et de ,44 (a = ,001) pour l'échelle Mésadaptation." Toutefois l'échelle Habiletés interactives n'atteint pas un seuil significatif l = -.06 (ns). Donc dans l'ensemble les corrélations obtenues entre le personnel et les patients sont d'ordre modéré sauf pour l'échelle Habiletés interactives qui n'atteint pas un seuil de signification.

Analyses discriminantes

La capacité des échelles du MRC à discriminer les patients selon différentes variables importantes a été examinée. Plus précisément, les variables retenues sont : les sous-groupes le diagnostic, le sexe et la durée de séjour. *

Le tableau 72 rapporte les moyennes des différents sous-groupes de patients en fonction des 3 échelles. Des analyses de variance ont été effectuées. Les résultats indiquent pour l'échelle Autonomie fonctionnelle des différences significatives entre les groupes (E (6,275) = 5 4- 001)

7 4

Les patients hospitalisés en longue durée interne obtiennent le score le plus élevé sur cette échelle c'est-à-dire sont ceux qui présentent le plus de problèmes d'autonomie fonctionnelle. Les résultats

Tableau 72: Scores moyens des sous-groupes de patients sur les trois échelles Echelles LDI LDE CDI CDE CDS LDS LDFA Autonomie fonctionnelle 14,1 12,7 12,7 12,1 12,2 13,6 12,4

Mésadaptation 28,3 24,3 27,0 26,4 24,9 24,0 23,9

Habiletés interactives 7,6 6,2 6,4 6,2 6,5 7,6 6.9

de l'analyse de variance obtenus pour l'échelle Mésadaptation (F (6,262) = 2,95; g < ,001) indiquent une différence significative entre les sous-groupes. Les patients hospitalisés en courte et longue durée obtiennent les scores les plus élevés et présentent donc plus de comportements dangereux et dérangeants que les autres groupes de patients. Finalement, on note des différences pour l'échelle Habiletés interactives (£ (6,275) = 5,81; p. < ,01). Ce résultat s'explique par le fait que les sujets hospitalisés en longue durée ainsi que les sujets vivant dans la communauté depuis une année et demie qui ont été radiés des hôpitaux de longue durée ont un score plus élevé (M. = 7,6) sur cette échelle, indiquant des problèmes dans leur communication ou leur interaction avec autrui.

Tableau 73: Scores moyens des sous-groupes obtenus en fonction de la catégorie diagnostique pour chaque échelle du MRC Echelles Schizo. Tr schizo Schizo affect Maladie affective Autonomie fonctionnelle 13,5 12,0 12,2 12,3

Mésadaptation 30,5 29,0 30,2 32,1

Habiletés interactives 7,3 6.1 6,4 6.5

Des résultats similaires sont obtenus en ce qui concerne les catégories diagnostiques par rapport aux 3 échelles du MRC. Le tableau 73 rapporte les scores moyens obtenus pour les catégories diagnostiques de schizophrénie, trouble schizophréniforme, trouble schizo-affectif, et maladies affectives majeures. Ainsi les patients ayant un diagnostic de schizophrénie se distinguent significativement des autres patients sur l'échelle Autonomie fonctionnelle (F (3,269) = 7,2; £ < .001). Ceux-ci obtiennent un score plus élevé (M = 13,5) que les autres groupes diagnostiques. Aucune différence significative n'est obtenue pour l'échelle Mésadaptation (F (3,269) = (0,82; & > ,10). Des différences significatives sont obtenues pour l'échelle d'Habiletés interactives (F 3,269) = (6,82; e. < ,001). Ici encore, les patients schizophrènes obtiennent un score plus élevé (M = 7,3) que les autres groupes de patients; ce qui indique qu'ils présentent plus de problèmes d'interaction.

Les analyses de variance effectuées afin de déterminer si des différences sont obtenues sur les 3 échelles en fonction de la variable sexe ne révèlent aucune différence significative.

En ce qui a trait à la différentiation des groupes en fonction de la durée de séjour, c'est-à-dire un séjour hospitalier en courte durée versus dans un centre de longue durée des différences significatives sont obtenues. Le tableau 74 rapporte les moyennes des sujets en fonction du groupe de séjour courte durée ou longue durée et ce pour chacune des échelles. Les patients se distinguent tout d'abord sur l'échelle Autonomie fonctionnelle (F 1,274) = 21,1 £ < ,001). Les sujets hospitalisés en longue durée présentent plus de problèmes d'autonomie fonctionnelle avec une moyenne de 13,7. Aucune différence n'est obtenue sur l'échelle Mésadaptation. (E 1,262) =0,06; £ > ,10 ). Les groupes se distinguent à nouveau pour ce qui est de l'échelle Habiletés interactives (E 1,266) = 26,6; £ < 0,01). Ici encore, les sujets hospitalisés en longue durée obtiennent un score plus élevé (M = 7,4) révélant ainsi plus de difficultés dans leurs habiletés interactives.

75

Tableau 74: Scores moyens des sous-groupes obtenus en fonction de la durée de séjour pour chaque échelle du MRC _ _ Echelles Courte durée Longue durée Autonomie fonctionnelle 12,4 13,7

Mésadaptation 26,4 26,4

Habiletés interactives 6,4 7,4

Les résultats des analyses de variance nous ont permis de voir que l'échelle Autonomie fonctionnelle et l'échelle Habiletés interactives discriminent les sujets en fonction du diagnostic, des sous-groupes auxquels ils appartiennent ou de leur durée de séjour et non pas en fonction du sexe. Ce résultat est surprenant puisque la littérature souligne que l'évolution de la schizophrénie est plus grave chez l'homme que chez la femme. Au programme longue durée, il y a deux hommes pour une femme de moins de 60 ans, soulignant les difficultés d'intégration hors de l'hôpital des hommes (Lesage & Morisette, 1989). Une première explication de l'absence de différence peut venir de notre échantillonnage stratifié, qui nécessitait au long terne au moins cinq hospitalisations, excluant ainsi les personnes moins hadicapées de clinique externe. Notre échantillonnage retient donc dans chaque milieu les femmes les plus handicapées, même si en moyenne elles ont une évolution plus favorable, si l'on tient compte de l'externe. Un deuxième point est que les comportements limitant la réinsertion soient différents chez les hommes et les femmes, mais normalisés par la procédure. Par ailleurs, l'échelle Mésadaptation a seulement permis de distinguer les patients selon leur sous-groupe d'appartenance. Nous aurions souhaité que cette échelle soit également capable de discriminer les sujets en fonction d'autres caractéristiques tel le centre de séjour (courte vs longue durée) ou le sexe. Ce résultat peut être dû à deux facteurs principaux soit le mode de réponse de l'échelle et la présence de patients dérangeants ou dangereux dans notre échantillon. Le mode de réponses est basé sur quatre catégories qui ne tiennent pas compte de la fréquence mais du caractère récent de l'événement; soit que le comportement n'est jamais arrivé, ou il s'est manifesté au cours du dernier mois, il y a moins de trois mois ou plus de trois mois. Les comportements les plus récents reçoivent le poids le plus élevé sur l'échelle. Ainsi, un patient qui a commis un acte très grave il y a plus de trois mois obtient un score faible sur l'échelle alors qu'un patient qui manifeste plusieurs petits comportements dérangeants comme blasphémer, désobéir, etc., obtient un score eleve sur l'échelle. Ainsi, si le comportement dangereux n'est pas récent, le score obtenu a tendance à sous-estimer ce type de problèmes. Avant de conclure au faible pouvoir d iscr iminai de cette echelle, il serait important de vérifier les scores obtenus par des patients reconnus comme dangereux ou derangeants et de les comparer avec ceux de notre échantillon. En effet les patients de cette etude présentaient dans l'ensemble peu de problèmes de comportements mésadaptés Selon les informations recueillies dans le dossier médical, seulement 5% ont déjà reçu une ordonnance du Lieutenant-Gouverneur, 14% auraient commis une infraction au code civil ou criminel liee a l'hospitalisation actuelle et 31% liée à une hospitalisation antérieure, 11% auraient fait une tentative de suicide ou des gestes d'automutilation liée à l'hospitalisation actuelle et 33% liée à une hospitalisation anteneure. Ces caractéristiques indiquent donc que quelques patients de notre échantillon ont commis des gestes violents ou dangereux, ce que reflètent nos résultats

Corrélations convergentes et divergentes avec d'autres échelles .

. ^ , D « sf c f J > r r é l a t i o n s o n t é t é réalisées entre les échelles du MRC et certaines échelles de l'EHVA

et de la GNY qui mesurent des dimensions similaires. Les corrélations obtenues vont dans la direction attendue mais elles sont faibles ou modérées. Ainsi, l'échelle d'Autonomie fonctionnelle est corrélee a .34 (e < ,001) avec l'échelle d'Habiletés interactives du MRC à 0 20 te < 0 1 ) a v e c I'echelle Medlevel de la GNY mesurant le niveau de soins médicaux, à 0,42 te < 001) avec l'échelle Selfcare mesurant le niveau d'autonomie dans les soins quotidiens, à -0,29 te < 001 avec l ' é c h u Nea mesurant le niveau de propreté. Contrairement à nos hypothèses, elle ^obtient pas de reg ion significative avec I'echelle Hyg.ène de l'EHVA (i= 0,18; ns) L'échelle d'HabiletésTnVemctives o £ 2 avec les echelles de la GNY une corrélation de 0,35 fe < .001) avec l'échelle H a ^ comportements «nadm,ss,bles envers autrui, 0.31 fc < ,001) avec l'échelle Selfcare. cette œ S t on

105

est toutefois moins élevée que celle obtenue entre l'échelle d'Autonomie fonctionnelle et Selfcare, et une corrélation de -0,23 (jd < ,01) avec l'échelle Nea. L'échelle Mésadaptation n'est pas corrélée avec l'échelle Danger (r= -0,03; ns) ni avec aucune autre échelle de la GNY. Elle obtient une corrélation négative de -0,21 < ,01) avec l'échelle déplacement de l'EHVA. Les corrélations avec l'échelle d'Autonomie fonctionnelle (r= 0,03; ns) et l'échelle d'Habiletés interactives (i= -0,04; ns) sont inexistantes. Ces corrélations semblent donc indiquer que les échelles du MRC sont relativement indépendantes les unes par rapport aux autres et qu'elles mesurent des dimensions différentes de celles obtenues avec la GNY et l'EHVA.

Conclusion

Les résultats portant sur la fidélité et la construction des échelles du MRC sont très satisfaisants. En effet, la fidélité interjuges et test-retest est élevée pour les trois échelles, sauf pour les deux items de l'échelle d'Habiletés interactives qui demandent une observation du sujet. Les coefficients alpha des trois échelles sont d'ordre moyen, ce qui demeure satisfaisant. Quant à la validité des échelles, les résultats obtenus pour l'échelle d'Autonomie fonctionnelle et d'Habiletés interactives sont excellents. Ces deux échelles discriminent les patients selon plusieurs de leurs caractéristiques. L'accord avec le personnel soignant est bon. Les capacités discriminantes de l'échelle Mésadaptation devront être examinées de nouveau. Les caractéristiques peu violentes des patients de notre échantillon peuvent expliquer en partie les résultats de l'étude mais cette hypothèse devra être vérifiée.

Donc, le MRC est un instrument qui présente, dans l'ensemble, de bonnes qualités psychométriques. Il requiert peu de formation de la part des interviewers; les questions sont claires et plutôt objectives et les échelles de codification peu complexes. Son utilisation s'avère toutefois recommandé principalement pour des populations de patients psychiatriques chroniques qui présentent plusieurs difficultés au niveau fonctionnel.

105

1 L'INDEX DE LA SÉVÉRITÉ DE LA TOXICOMANIE (1ST) 1

Description de l'instrument de mesure

Traduction du: Addiction Severity Index développé par McLellan, Luborsky, Woody, et O'Brien, 1980.

Dimensions évaluées: Abus de drogue, abus d'alcool - Evalue également l'impact de l'abus dans les domaines suivants: la condition médicale, l'emploi, les activités illégales, les relations familiales et sociales et la condition psychologique. Seules les échelles abus de drogue et abus d'alcool ont été retenues pour cette étude.

Période d'évaluation couverte: Le dernier mois.

Caractéristiques de la mesure: Entrevue structurée - Évaluation sur une échelle en 10 points du degré de sévérité du problème - Investigue les aspects objectifs et subjectifs pour chacun des domaines - Scores composés pour données objectives et données subjectives.

Durée requise: 40 minutes pour les sept dimensions - 20 minutes pour les deux premières.

Fidélité: Accord inter-juges: étude 1 j; = 0,85 à 0,92; étude 2 i - 0,94 à 0,99 et 0,74 à 0,91 - Test-retest: £ = 0,92 et plus sur une période de trois jours.

Validité: Convergente: indique que certaines des échelles de l'ASI sont en corrélation modérée ou élevée (r = 0,43 à 0,72) avec d'autres mesures telles le SAS-SR, le Michigan Alcoholism Screening Test, le Quantitative Inventory of Drinking Behavior, etc. - Contenu: r = 0,06 à 0,41 - L'analyse de regroupements distingue des drogués déprimés, antisociaux ou sans désordre psychiatrique -Prédictive: un score élevé sur l'échelle psychologique de l'ASI permet de prédire un résultat plus faible suite à un traitement pour toxicomanie, lors d'une période de relance de six mois à 2,5 ans.

Adaptation française: L'index de sévérité de la toxicomanie a été adapté au contexte de la recherche et la cotation a été clarifiée par des directives spécifiques. En ce qui concerne l'adaptation de cet instrument, nous avons, entre autre, développé une annexe qui permet d'établir la consommation d'alcool ou de drogue moins de trois fois par semaine (qui constitue la règle de cotation minimale de l'IST). Ces données peuvent être précieuses étant donné que la consommation, si minime soit-elle, peut interagir avec la consommation de médicaments chez nos sujets.

Références: Kosten, Rounsaville, et Kleber, 1983; McLellan, Luborsky, Cacciola, Griffith, Evans, Barr, et O'Brien, 1985; McLellan, Luborsky, Woody, et O'Brien, 1980; McLellan, Luborsky, Woody! O'Brien et Druley, 1983.

Fidélité

En préalable à l'examen de la fidélité s'impose d'emblée l'étude des fréquences. Dans le cas de TIST celles-ci nous révèlent que plusieurs items du questionnaire s'appliquent à moins de 10% de l'échantillon étudié. Ce résultat n'est guère surprenant. La sélection des sujets excluait les personnes présentant un diagnostic primaire d'alcoolisme ou de toxicomanie. En plus d'indiquer que la consommation d'alcool ou de drogues relevées par le questionnaire sont faibles parmi les personnes sélectionnées, ce résultat a des conséquences pour l'analyse de la fidélité et de la validité de cet instrument. En effet, dans ce cas l'étude de la fidélité, le calcul de l'accord entre les juges est problématique à évaluer lorsque très peu de variations existent entre les sujets Le tableau 75 établit que seuls les items 1, 2, 7, 12b, 13, 14 et 20a fournissent des scores suffisamment vanés pour qu'il soit possible de les soumettre à des analyses de fidélité et de validité Parmi ces items les questions relatives à l'item 13 doivent être disqualifiées, car il s'agit de

7 8

l'évaluation de la double consommation (voir tableau 75). En conséquence, les épreuves de fidélité ne s'avèrent applicables que pour 14 items.

Tableau 75: Relevé de la fréquence et du pourcentage des scores nuls obtenus aux items de l'IST pour les protocoles valides (n=249)*

i tem Fréquence % Item Fréquence % Item Fréquence %

1A 139 55,8 8A 233 93,6 14 193 77,5 1B 185 74,3 8B 244 98,0 15 235 94,4 1C 215 86,3 8C 227 91,2 16 235 94,4 2A 211 84,7 9A 234 94,0 17a 241 96,8 2B 197 79,1 9B 245 98,4 17b 234 94,0 2C 219 88,0 9C 227 91,2 18a 237 95,2 3A 234 94,0 10A 225 90,4 18b 246 98,8 3B 248 99,6 10B 223 89,6 19a 241 96,8 3C 230 92,4 10C 224 90,0 19b 246 98,8 4A 234 94,0 11a 233 93,6 20a 186 74,7 4B 249 100,0 11b 247 99,2 20b 227 91,2 4C 230 92,4 11c 228 91,6 21 242 97,2 5A 227 91,2 12aa 232 93,2 22a 241 96,8 5B 246 98,8 12ab 245 98,4 22b 243 97,6 5C 229 92,0 12ac 227 91,2 23a 226 90,8 6A 233 93,6 12ba** 164 65,9 23b 228 91,6 6B 246 98,8 12bb** 179 71,9 24a 226 90,8 6C 229 92,0 12bc** 183 73,5 24b 236 94,8

7A#* 29 11,6 13a*** 139 55,8 25a 210 84,3 7B** 38 15,3 1 3 b " * 185 74,3 25b 227 91,2 7C** 180 72,3 13c*** 215 86,3

Au total 27 protocoles ont été éliminés à cause d'une réponse affirmative aux questions 26 ou 27.

** Ces items concernent la consommation de médication prescrite pour des troubles psychia-triques.

*** Ces items portent sur la consommation de plus d'une substance au cours d'une même période de temps. Leur fidélité et validité n'est pas étudiée car ils impliquent généralement la consommation d'une substance médicamenteuse prescrite par un médecin.

Le tableau 76 présente les corrélations intraciasse obtenus lors de l'étude de la fidélité interjuges. On observe pour la plupart des items des résultats excellents. Quatre items posent un problème, et trois de ceux-ci concernent la médication prescrite. Les trois juges éprouvent des difficultés à s'entendre sur la consommation prescrite de médicaments sédatifs, hypnotiques ou tranquilisants au cours des 30 derniers jours et au cours de toute la vie lorsqu'il s'agit d'identifier le nombre de mois en plus du nombre d'années de consommation. Des corrélations faibles sont également notées pour la consommation de lithium au cours de toute la vie, lorsqu'il s'agit de préciser le nombre de mois en plus du nombre d'années de consommation. Finalement, le juges ne

Tableau 76: Coefficients intraciasse de l'étude de fidélité interjuges pour les items possibles de l'IST selon les trois luges principaux (37 < n < 46)

Items Coefficients Intraclasses

Items Coefficients Intraclasses

1A 1B 1C 2A 2B 2C 7A

,97 ,99 ,93 ,70 ,99 ,70 .35

7B 7C

12ba 12bb 12bc

14 20a

,99 ,24 ,82 ,92 ,48 ,33 .98

105

sont pas unanimes sur l'identification de la principale substance qui pose problème pour le sujet. Ces résultats indiquent qu'il est possible d'évaluer fidèlement la consommation de la médication prescrite si l'on se contente d'une évaluation grossière du nombre d'années de consommation, mais pas si l'on tente d'identifier le nombre exact de mois de consommation.

Les autres résultats obtenus au tableau 76 suggèrent la possibilité d'une évaluation interjuges fidèle de la consommation et de l'intoxication récente et à vie à l'alcool. De plus, l'estimé des dépenses pour consommer de l'alcool s'avère un item fidèle.

Tableau 77: Coefficients de Pearson de l'étude de fidélité test-retest pour les items possibles de l'IST

Items Coefficients Items Coefficients de Pearson de Pearson

1A .99 7B .78 1B .92 7C .67 1C .58 12ba .99 2A .99 12bb .93 2B .92 12bc .77 2C .58 14 .60 7A .84 20a .94

Le tableau 77 permet l'examen de la fidélité test-retest des items sélectionnés de l'IST. Les coefficients présentés indiquent que les sujets donnent des réponses constantes aux questions lors de passations successives. Seuls quelques items offrent des indices de corrélations modérés. Ici encore, l'identification de la consommation au cours de toute la vie, lorsqu'il s'agit de préciser le nombre de mois en plus du nombre d'années entraîne une fidélité moindre.

La construction des échelles de l'IST

Les informations que nous avons obtenues du principal concepteur de cet instrument révèlent les éléments suivants au sujet de la structure des échelles: le calcul du score composé pour l'échelle consommation d'alcool est basé sur la pondération des réponses à six items (1A 2A 20A, 22A, 23A, 24A), alors que dans le cas du score composé sur la consommation de drogués il s'agit de la réponse à 13 items (3A, 4A, 5A, 6A, 7A, 8A, 9A, 10A, 11A, 13A, 22B, 23B, 24B). Chacun de ces items détient un poids égal dans le score total obtenu grâce à un système de pondération qui tient compte de la réponse maximale à la question et de la distribution normale ou non de la variable (McGahan, Griffith, Pasente et McLellan, 1985).

La faible consommation d'alcool et de drogues relevées par l'IST au sein de l'échantillon à l'étude et la faible fidélité de certains items suggèrent qu'il est impossible de reproduire ces échelles dans le contexte de la présente recherche. L'élimination massive des sujets pour lesquels des scores nuls sont obtenus à chacun des items réduit significativement la taille de l'échantillon ce qui rend precaire le calcul du coefficient alpha. En outre, dans le cas de l'échelle portant sur la consommation de drogue, 7 items doivent carrément être éliminés de l'échelle parce que leur variance est égale à 0. M

Validité

. . . . ur V é t u d e d e l a v a l i d i t é d e n S T P ° s e c e r t a i n s problèmes conséquents à notre impossibilité d établir la consistance interne des échelles de consommation d'alcool et de drogues 11 est dès lors impossible d'établir un score total suggérant la sévérité du problème. Cette réalité nous resitue devant des items qui ne peuvent pas être additionnés pour établir une échelle Devant le nombre de strategies d'analyses possibles entre les scores à chacun des items et d'autres variables (validité convergente et discriminante), nous avons décidé de restreindre notre exploration de la validité de ' I S T . , t e m s r e l a t l f s à & consommation et à l'intoxication à l'alcool. Ces items ont démontré une fidélité mter,uges et test-retest très satisfaisante. En outre, ils présentent des v a r i i o n s

105 suffisantes contrairement aux items destinés à évaluer la consommation de drogues. Les épreuves de validité portent sur des analyses des corrélations entre les réponses des sujets à l'IST et celles du personnel soignant, de même qu'entre les réponses des sujets et les données en provenance du dossier médical furent conduites. De plus, la capacité de l'IST à discriminer les groupes de sujets selon le type d'hébergement et le programme d'appartenance a été examiné.

Corrélations entre les patients et le personnel soignant.

Le tableau 78 présente les corrélations de Pearson relevées entre les réponses des sujets et celles du personnel soignant à certains items de l'IST. Certains des items ne permettent pas le calcul de la corrélation, vu un trop faible nombre de sujets ou l'absence de réponse de la part du personnel soignant. Le tableau 78 révèle également que la consommation au cours des 30 derniers jours d'alcool (items 1A et 2A) et de médicaments (items 7A et 12ba) s'avère hautement corrélée lorsqu'on compare les protocoles de l'IST remplis par le patient et un membre du personnel. On note également que cette convergence des réponses est vraie pour la consommation des médicaments au cours de toute la vie, si l'on se concentre sur le nombre d'années de consommation.

En résumé, l'évaluation de la consommation de médicaments prescrits selon l'estimé fourni par le sujet et le personnel soignant,est étroitement corrélé tant pour une période récente que pour le nombre d'années de consommation. Par ailleurs, le personnel soignant évalue en concordance avec les sujets la consommation d'alcool au cours des trente derniers jours, mais diffère de façon notable des sujets pour l'évaluation de la consommation d'alcool au cours de toute la vie. Dans ce cas, les corrélations sont négatives et non significatives. Ceci suggère que le personnel soignant est au fait de la consommation récente des sujets, mais ignore les antécédents à ce chapitre.

Tableau 78: Coefficients de Pearson de l'accord entre le personnel soignant et le sujet sur l'IST Items Coefficients Items Coefficients

de Pearson de Pearson 1A ,98 7B .79 1B -,06 NS 7C ,19 NS 1C * 12ba ,81 2A ,99 12bb ,87 2B -,04 NS 12bc ,35 2C • 14 ,04 NS 7A .89 20A •

* incalculable

Corrélation entre l'IST et les informations des dossiers

Pour étudier la correspondance entre les informations obtenues lors de l'entrevue avec le sujet et les informations contenues dans les dossiers médicaux un sous-groupe de 63 sujets fut sélectionné. Ces derniers furent classés, selon leurs réponses à l'IST, dans l'un de trois groupes: grands consommateurs, modérés ou abstinents. Les trois groupes furent assortis selon le sexe et l'âge (+ 6 ans). Les sujets du groupe des grands consommateurs sont définis de la façon suivante: i) avoir absorbé au moins trois fois par semaine, trois consommations d'alcool pour une période d'au moins un an ou au moins une consommation de drogue, au moins trois fois par semaine pour une période d'un an ou plus; ii) cette consommation créait ou exacerbait certains problèmes de fonctionnement social et; iii) l'abus de substance a eu lieu au cours des cinq dernières années et une hospitalisation est survenue au plus tard trois mois suivant l'abus. En ce qui concerne les sujets ayant une consommation modérée les critères étaient les suivants: i) ils n'ont jamais répondu aux critères du groupe des grands consommateurs au cours de leur vie; ii) ils ont consommé plus d'un verre d'alcool ou une consommation de drogue par semaine durant au moins 12 mois et, iii) la consommation a eu lieu au cours des cinq dernières années. Les sujets n'ayant jamais satisfait aux critères des groupes de grands consommateurs ou de consommateurs modérés furent assignés de facto au groupe des abstinents. Cette classification des sujets a été comparée à celle obtenue sur la base de la consultation des dossiers avec les mêmes critères d'attribution dans les groupes.

105 Le tableau 79 présente entre autre le nombre de consommateurs identifies dans chacune

des catégories selon l'IST et selon les dossiers médicaux. La catégonsation des sujets selon leurs réponses à l'IST établit 21 sujets dans chacune des classes de consommation. La classification selon les données des dossiers permet de dénombrer 12 grands consommateurs, 30 consommateurs modérés et 21 sujets abstinents. La comparaison entre le nombre de sujet identifiés dans chacune des catégories grâce à cette méthode et grâce à l'IST n'est pas significative (x2 [dl2], = 4,46, p > ,05). Une inspection de la diagonale du khi carré suggère cependant un accord médiocre (7, 10 et 11 cas) entre les deux méthodes de classification. Une mesure plus stricte de l'accord entre ces deux méthodes a été réalisée grâce au coefficient kappa. Il s'établit à ,13. Ceci indique que si l'entrevue avec le sujet et les données contenues dans les dossiers dépistent un nombre semblable de cas au sein de l'échantillon, les mêmes sujets ne sont pas nécessairement identifiés.

Ces données ne sont pas facilement interprétables. D'une part, la fréquence, la quantité et la durée de la consommation ne sont pas toujours précisées dans les dossiers, ce qui rend parfois difficile la cotation selon l'IST. D'autre part, bien que le détail de la consommation soit parfois indiqué dans le dossier, il n'est pas certain que ces données soient toujours valides. Pourtant, le fait que 10 des 21 sujets considérés abstinents selon l'IST soient jugés des consommateurs selon les dossiers (8 consommateurs modérés et 2 grands consommateurs) ne peut que nous inciter à la prudence quant à la capacité de dépistage de l'IST. Il semble que certains sujets puissent nier ou minimiser leur consommation d'alcool ou de drogues.

Tableau 79: Groupes de consommateurs de substance psycho-active selon les symptômes recueillis au dossier ou à l'entrevue

Dossier Grands Modérés Abstinents Total

Grands 7 12 2 21 Entrevue Modérés 3 10 8 21

Abstinents 2 8 11 21 Total 12 30 21 63

Analyses discriminantes

L'épreuve finale à laquelle fut soumis l'IST a été d'évaluer sa capacité à discriminer les sous groupes au sein de notre échantillon. À cet égard nous n'avions pas d'attentes spécifiques, si ce n'est qu'une consommation d'alcool plus importante était attendue de la part des sujets séjournant dans la communauté. Le tableau 80 présente le résultat des analyses de variance lorsque sont croisés les types d'hébergement/programmes d'appartenance et les réponses fournies par les sujets sur leur consommation et intoxication d'alcool au cours des 30 derniers jours et au cours de toute la vie. L'examen du tableau 80 permet de constater qu'un seul item soit la consommation d'alcool au cours des 30 derniers jours permet de discriminer significativement entre les groupes de sujets. Les résultats vont dans la direction attendue, soit d'une consommation plus fréquente d'alcool chez les sujets qui résident dans la communauté. Les autres résultats présents au tableau 80 signalent que l'appartenance à un programme particulier et le lieu d'hébergement n'impliquent pas de différences significatives dans la fréquence de l'intoxication à l'alcool au cours des 30 derniers jours et dans le nombre d'années de consommation et d'intoxication à l'alcool au cours de toute ta vie. Notons cependant, que les moyennes présentées pour chacun des groupes sont cohérentes avec les tendances prévisibles. Ainsi, les personnes hospitalisées ou hébergées dans des ressources surveillées à long terme ont généralement une consommation d'alcool à vie moindre que les personnes bénéficiant de programmes de courte durée.

82

Tableau 80: Analyses de variance sur les items protant sur fa consommantion et l'intoxication à l'alcool au cours des 3 derniers jours et au cours de la vie selon le type de sous-groupes de sujets

Items N LDI LDE CDI CDE CDS LDS LDFA F Alcool 30 derniers 241 a 0,5e 2,0 1,8 3,1 4,4 0,5 0,3 3 ,3 d

jours (1A) Alcool à vie, 249 1.3 0,5 2,2 2,1 1,3 1.6 1,9 0,5 années (1C) Intoxication 237 0,2 0,0 0,8 1,2 1,0 0,1 0,0 0,7 alcool (2A) Intoxication 249 1,2 0,5 2,0 1,2 0,9 1,5 1.6 0,5 alcool à vie (2C) a Les analyses ont porté sur un maximum de 249 sujets car 27 protocoles ont été jugés non

valides par les interviewers. Certains protocoles comportaient des données manquantes. b Définition des sous-groupes: LDI (longue durée, hospitalisés), LDE (longue durée, externe),

LDFA (longue durée, famille d'accueil), LDS (longue durée, pavillon), CDI (courte durée, hospitalisés), CDE (courte durée, externe), CDS (courte durée succès, communauté > 1,5 an)

c Les moyennes des groupes aux divers items de l'IST sont rapportées. d P < .01

Conclusion

Les travaux portant sur la fidélité et la validité de l'IST suggèrent, dans les limites de l'échantillon à l'étude, de bonnes propriétés psychométriques pour cette mesure. Au total 10% des entrevues ont été jugées invalides à cause de l'inaptitude ou de distorsions significatives du sujet. Pour la vaste majorité des répondants, des corrélations interjuges et test-retest substantielles sont obtenues lorsqu'il s'agit d'évaluer la consommation d'alcool ou de médicaments. Par ailleurs, les épreuves de validation portant sur les corrélations entre les réponses d'un membre du personnel et celles des sujets et sur la validité discriminante en regard des sous-groupes de sujet suggèrent clairement que la consommation d'alcool au cours des 30 derniers jours est rapportée validement par les sujets.

La principale limite de l'étude des propriétés psychométriques de l'IST est sans conteste celle du faible nombre de consommateur au sein de l'échantillon. Nul doute que l'exclusion des sujets ayant un diagnostic principal d'alcoolisme ou de toxicomanie a été à cet égard déterminante. Cette situation nous a conduit à ne pas examiner la consistance interne des échelles de l'IST. Par ailleurs, des travaux récents (Hodgins & El-Guebaly, 1990) qui portent sur des personnes souffrant de dépendance à l'égard de l'alcool ou des drogues et d'un désordre psychiatrique relatent une bonne consistance interne pour les deux échelles en cause. Des recherches ultérieures devraient tenter de reproduire ces résultats auprès de groupes présentant des doubles diagnostics d'abus ou de dépendance et de troubles psychiatriques majeurs. En outre, la validité discriminante de l'IST devrait être alors examinée.

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QUESTIONNAIRE SUR L'UTILISATION DES SERVICES (QUS) 1

Description de l'instrument de mesure

Traduction du: Cet instrument a été développé par notre équipe de recherche pour la présente étude.

Dimensions évaluées: Le QUS se composent de 31 items qui se répartissent en 6 catégories. Les principaux types de services étudiés sont les services cliniques tel la psychothérapie et la médication; les services pour un entraînement aux habiletés de la vie quotidienne; les services occupationnels tel l'ergothérapie, les loisirs protégés; les autres types de service comme les repas protégés, la curatelle, le logement; les services d'hébergement et finalement la structure du service, c'est-à-dire les hôpitaux de jour, centres de jour, cliniques externes, etc. qui dispensent les services.

Période d'évaluation couverte: le mois précédent.

Caractéristiques de la mesure: Entrevue semi-structurée de 31 items évalués sur 3 échelles différentes correspondant à la fréquence du service, la satisfaction face au sen/ice ou le besoin de service. Pour chacun des services, une échelle en 9 points est utilisée afin de déterminer la fréquence du service. Celui-ci pourra n'avoir jamais été offert, ni reçu (1) jusqu'à avoir été reçu tous les jours (9). Pour chaque service reçu, le sujet doit indiquer sur une échelle variant de 1 à 5 son degré de satisfaction. Si le service n'a pas été reçu, le patient doit évaluer jusqu'à quel point il ressent le besoin d'obtenir un tel service. Le degré de besoin est coté sur une échelle allant de (1) pas de besoin, à (5) besoin urgent.

Durée requise: 30 à 45 minutes.

Fidélité: Aucune étude préalable de fidélité n'a été réalisée avec l'instrument.

Validité: Aucun indice de validité n'existait sur l'instrument avant l'étude actuelle.

Adaptation en langue française: L'instrument a été développé en français.

Référence: Aucune.

Fidélité

L'accord interjuges fut calculé à partir des cotes établies de façon indépendante par chaque paire de deux interviewers qui ont codifié l'entrevue et la moyenne des scores entre les paires est rapportée dans les tableaux 81 et 82. Les indices de corrélation sont très satisfaisants, lis varient de 0,83 à 1,00 à quelques exceptions près: la thérapie individuelle (r = ,68), les autres occupations (r = ,23), l'aide pour trouver un logement (r = ,53), les foyers de groupes (r = ,68) et les centres de jour d'organismes sans but lucratif (OSBL (r = ,01; ns)). Ceci semble attribuable à la très faible fréquence de ces services (voir tableau 83); ainsi, un seul désaccord entre les interviewers fait diminuer de beaucoup l'accord interjuges.

La fidélité test-retest obtenue est excellente pour plusieurs catégories du QUS (voir tableau 81). Ainsi, les corrélations se situent au-dessus de 0,80 et atteignent souvent 1,0 pour tes services d'hébergements, la structure des services, les services occupationnels et les autres types de services. Elles sont plus faibles pour les services cliniques de psychothérapie, ce qui s'explique par le fait que plusieurs patients hospitalisés au long terme ne connaissaient pas ces types de services et avaient de la difficulté à comprendre les nuances entre ces types d'intervention. Le test-retest obtenu à l'aide des coefficients Kappa ont été calculés pour les catégories "service reçu". Ces

84 résultats sont comparables à ceux obtenus avec les corrélations de Pearson. Certains coefficients Kappa n'ont pu être calculés étant donné l'absence de variance dans les réponses. Des Kappa non significatifs sont obtenus pour les services autre thérapie (-.02) et médication (.24). Des coefficients

Tableau 81 : Concordance avec le personnel soignant , fidélité test-retest et accord interjuges calculées par des corrélations de Pearson pour les catégories du QUS

Personnel soignant Test-retest Interjuges I Satis- Satis- Satis-faction faction faction

N: Servi- / N: Servi- / N: Servi- N: / ce besoin ce besoin ce besoin

Services cliniques Thérapie individuelle 58 .56* .27 55 .37 .50* 136 ,68* 133 .81* Suivi régulier 59 ,69* .45* 44 .76* ,67* 137 ,98* 132 .84* Thérapie familiale 58 .54* .21 55 .40* ,18 134 ,99* 134 ,66* Thérapie de groupe 59 .37* .08 55 .16 .25 137 ,96* 134 ,87* Autre thérapie 59 -.03 -.04 55 .30 ,54* 137 a 134 ,25* Médication 59 ,55* .34* 55 .75* .71* 132 .89 132 ,97*

Entraînement aux habiletés de vie Habiletés de vie 59 .26 .12 55 1,00 .52* 137 ,90* 135 ,96* Habiletés de communication 59 -.03 -.13 55 .70* ,51* 136 .97* 135 ,93* Progr. scolaire 50 a .20 55 1,00* .40* 133 ,90* 134 .81* Progr. vocationnel 57 a -,04 55 ,51* 132 ,99* 133 ,77* Tech, relaxation 57 .28 .17 55 ,76* .65* 132 .97* 132 ,88*

Services occupationnels Ergothérapie 58 .61* .30 55 ,90* .67* 134 ,93* 132 .94* Ateliers protégés 58 .70 .40* 55 .84* .61* 134 1,00* 132 ,87* Loisirs protégés 58 .63 .30 55 ,63* ,55* 132 ,93* 135 ,82* Activités physiques 58 .61* .35* 55 .85* .79 134 ,23* 135 ,82* Autres occupations 58 a a 55 a .46* 134 ,23* 124 ,38*

Autres types de services Repas protégés 59 a a 54 - ,96* 129 1,00* 128 1,00* Aide pour budget 58 .64* .46* 55 .84* ,80* 130 ,89* 130 ,90* Curatelle 58 .95* .23 55 .94* ,62* 128 ,98* 130 .84* Aide pour logement 57 ,83* .45* 54 ,99* .55* 134 .53* 124 ,82* AA 58 .87* .34* 54 .79* ,61* 134 ,83* 134 .79*

Héberaement Hôpital 59 1,00* ,38* 55 1,00* ,86* 134 1,00* 134 1,00* Foyer de groupe 59 .94- .53* 55 ,58* .47* 137 ,68* 135 ,88* Famille d'accueil 59 ,53* .65* 55 ,99* ,60* 137 1,00* 135 ,90* Appart. supervisé 59 .53* - .11 55 a .51* 136 ,95* 135 ,88* Propre famille 59 a ,38* 55 1,00* .49* 137 .97* 136 .77* Seul 59 .27 .30 55 .97* .49 137 .87* 133 .79*

Structure des services Visite à domicile 59 a a 17 1,00* ,73* 43 1,00* 43 1,00* Accompagnement 59 a a 17 a ,93* 43 a 43 1,00* Clinique externe 59 a a 17 .94 ,53 43 ,98* 43 ,98* Centre de jour (OBSL) 59 a ,34* 55 1,00* ,33* 126 .01 125 1,00* Centre de jour (public) 59 a .10 55 a .41* 136 ,86* 136 ,96* Hôpital de jour 59 a a 55 a a 43 a 43 a

a absence de variation dans les réponses

85

Tableau 82; Fidélité des mesures du QUS par le Kappa pour les comparaisons patients versus personnel soignant et le test-retest pour les catégories de services reçus

Personnel soignant Test-retest Satis- Satis-

Service faction/ Service faction/ N Kappa besoin N Kappa besoin

Services cliniques Thérapie individuelle 58 ,56* ,27 55 ,34 ,50* Suivi régulier 59 ,66* ,45* 55 .74* ,67* Thérapie familiale 58 .66* ,21 55 ,48* ,18 Thérapie de groupe 59 ,31* ,08 55 ,19 ,25 Autre thérapie 59 -.02 -,04 55 -,02 ,54* Médication 59 ,24* ,34* 55 ,63* ,71*

Entraînement aux habiletés de vie Habiletés de vie 59 a ,12 55 1,00* ,52* Habiletés de

,12 1,00* ,52*

communication 59 a -.13 55 1,00* .51* Progr. scolaire 59 a ,20 55 1,00* ,40* Progr. vocationnel 57 1,00* -,04 55 a .51* Tech, relaxation 57 ,33 ,17 55 ,79* ,65*

Services occupationnels Ergothérapie 58 ,56* ,30 55 ,86* .67* Ateliers protégés 58 ,63* ,40* 55 ,85* ,61* Loisirs protégés 56 ,56* ,30 55 ,48* ,55* Activités physiques 58 ,54* ,35* 55 ,79* ,79* Autres occupations 58 1,00* a 55 a ,46*

Autres types de services Repas protégés Aide pour budget Curatelle Aide pour logement AA

Hébergement Hôpital Foyer de groupe Famille d'accueil Appart, supervisé Propre famille Seul

Structure des services Visite à domicile Accompagnement Clinique externe Centre de jour (OBSL) Centre de jour (public) Hôpital de jour

59 1,00* a 54 1,00* ,96 58 ,55* ,46* 55 ,81* ,80 58 ,95* ,23 55 ,94* ,62 57 ,66* .45* 54 ,91* ,55 58 1,00* ,34* 54 ,70* .61

59 1,00* ,38* 55 1,00* ,86 59 1,00* ,53* 55 1,00* .47 59 a ,65* 55 1,00* .60 59 a -.11 55 1,00* ,51 59 1,00* ,38* 55 1,00* ,49 59 a .30 55 ,90* ,49

59 1,00* a 17 1,00* .73' 59 1,00* a 17 1,00* ,93' 59 1,00* a 17 1,00* .53 59 a ,34* 55 1,00* ,33 59 a ,10 55 1,00* ,41

a 59 1,00* a 55 1,00* ,41

a a Kappa non-calculable dû à l'absence de variance

faibles sont observés pour la thérapie de groupe (.31) les techniques de relaxation <33} Des coefficients variant de .54 à 1,00 sont obtenus pour les autres catégories. En tenant compte du fait

8 6

que l'évaluation du service reçu est effectuée à l'aide de neuf catégories, ces Kappa apparaissent satisfaisants pour les types de services les plus fréquents.

Ainsi, ces indices révèlent dans l'ensemble que le QUS est un instrument stable dans le temps, pour lequel une information peut être recueillie de façon fidèle, et que des interviewers différents s'entendent pour catégoriser de façon similaire l'information..

La construction du QUS

Le QUS se distingue dans sa facture des autres instruments de cette étude. L'objectif poursuivi lors de son utilisation était de nous faire connaître la perception des patients envers les services qu'ils reçoivent et leur degré de satisfaction envers ceux-ci. Dans la mesure où le patient ne recevait pas un tel service, il nous apparaissait intéressant de vérifier avec lui s'il ressentait un quelconque besoin de recevoir ce service. Dans le contexte de cette étude, où nous validions des instruments qui visent à déterminer les besoins de soin des patients, leur perception des services reçus ou qu'ils aimeraient recevoir nous semblaient importante à considérer. En effet, même si un besoin de soin est identifié pour un patient, si celui-ci ne ressent aucun besoin de service sa motivation risque d'être insuffisante pour adhérer au traitement. Ainsi, nous avons élaboré cet instrument dans ce but et aucun travail de construction n'a été mené sur le QUS. En effet, il est difficile de supposer que les différents services, regroupés sous des échelles étant donné la similarité de traitement offert , représentent un même construit au sens psychométrique du terme.

Les résultats que nous avons obtenus avec cet instrument sont intéressants, instructifs et seront donc brièvement décrits. Quatre questions ont été examinées: 1) quelles interventions sont dispensées actuellement par les différents organismes sociaux et de santé et quel est le degré de satisfaction associé à celles-ci, 2) ces services s'appliquent-ils à tous les patients ou existe-t-il des différences en fonction de certains sous-groupes de patients, 3) pour un service non-reçu, dans quelle mesure les patients perçoivent-ils qu'ils auraient besoin d' une telle intervention et 4) cette perception d'un besoin de service est-elle spécifique à différents groupes de patients?

Résultats obtenus avec le QUS

Services reçus, souhaités et degré de satisfaction Le tableau 83 présente le nombre et le pourcentage de patients qui ont reçu ou non chaque

type de services dans le dernier mois précédant l'hospitalisation (cas de court terme) ou le dernier mois (cas de long terme). Dans le cas où le service n'était pas reçu, la perception du degré de besoin est rapportée Pour les sujets qui bénéficiaient du service leur degré de satisfaction est rapporté. Le nombre total de patients n'égale pas toujours 276; certains ne se sont pas prononcés sur leur besoin de service pour un item donné.

En ce qui a trait aux services cliniques, on note tout d'abord que moins de 10 % des sujets reçoivent un service de thérapie individuelle, familiale ou de groupe. Un suivi régulier est offert pour 30% des sujets et ce pourcentage augmente à 90% lorsqu'il s'agit d'un suivi concernant la médication. Dans les deux cas, les sujets se disent très satisfaits du service (68% et 74%). Il en est de même du taux de satisfaction exprimée en ce qui a trait aux services de thérapie sauf pour la thérapie de groupe. Soulignons ici que 10% des patients se disent insatisfaits des services rendus concernant la médication, ce qui correspond, selon Lebow (1983), à un seuil critique révélant un problème.

En ce qui a trait aux différents programmes visant l'acquisition d'habiletés de vie, de communication ou de programmes scolaires ou vocationnels, on note que ceux-ci sont à peu près inexistants. En effet, moins de 3 % des patients ont reçu un tel service au cours du dernier mois. Les techniques de relaxation sont par ailleurs enseignées à 11,3 % des sujets et 80 % d'entre eux sont très satisfaits.

105

Les services occupationnels sont quant à eux un peu plus fréquents. Ainsi, 24,1 % des patients participent à des loisirs protégés et 79% se disent très satisfaits. L'ergothérapie est dispensée à 14,3 % des patients et les deux-tiers sont satisfaits de ce service. Les ateliers protégés et les activités physiques structurées occupent environ 10 % des patients. Les patients se révèlent plutôt satisfaits de ces services.

Tableau 83: Nombre de patients ayant reçu ou non chaque type de service et pourcentage exprimé de satisfaction ou de besoin ressenti

Nqh reçM Nbre % besoins perçus Pa- pas un beau-tients peu coup

Reçu Nbre / 0

Patients •o) %de satisfaction

Pas un très geu

Services cliniques Thérapie individuelle Suivi régulier Thérapie familiale Thérapie groupe Autre thérapie Médication

Habiletés de vie Habiletés de communication Progr. scolaire Progr. vocationnel Tech, relaxation

Services occupationnels Ergothérapie Ateliers protégés Loisirs protégés Activités physiques Autres occupations

Autres types de services Repas protégés Aide pour budget Curatelle Aide pour logement AA

Hébergement

249 79 6 15 25 9,1 0 16 84 192 83 8 9 82 30,0 5 21 74 268 80 6 14 6 2,2 0 0 100 259 88 5 7 14 5,1 14 50 36 268 96 1 3 5 1,8 0 0 100

29 59 14 27 247 90,0 12 20 68

s vie 270 78 9 13 4 1,5 0 25 75 266 76 9 15 3 1,1 0 33 67 265 7 t 10 19 7 2,5 14 0 86 264 70 11 19 4 1,5 0 25 75 243 64 16 20 31 11,3 3 16 81

233 84 7 9 39 14,3 8 28 81 246 82 8 10 28 10,2 4 21 75 208 67 18 15 66 24,1 1 20 79 241 74 12 14 32 11.7 3 19 78 271 94 2 4 3 1.1 0 0 100

269 96 2 2 165 95 1 4 222 98 0 2 254 68 5 27 256 84 5 11

Hôpital 146 98 1 2 Foyer de groupe 267 91 4 5 Famille d'accueil 216 86 6 8 Appartement surveillé 273 80 5 15 Propre famille 238 70 5 25 Seul 248 69 7 24

Structure des services Visite à domicile 103 82 7 11 Accompagnement 133 80 8 12 Clinique externe 28 82 4 4 Centre de jour (pub) 265 82 9 9 Centre de jour (OSBC) 265 84 8 8 Hôpital de jour 138 96 3 1

7 2,5 14 29 57 108 40,0 26 19 55

49 18,1 39 18 43 17 6,3 6 0 94 18 6,6 6 11 83

129 50,0 25 29 46 8 3,0 0 38 62

59 21,5 5 15 80 2 1,0 50 0 50

38 13,8 0 21 79 27 9,8 7 7 86

34 24,8 9 6 85 3 2,2 0 0 100

111 80,0 3 20 77 11 4,0 0 27 73

1 0,4 0 0 100 0 0 0 0 0

105

On note par ailleurs, dans les autres types de services offerts, que 40 % des patients beneficient de l'aide pour administrer leur budget et 26 % d'entre eux se disent insatisfaits de ce service. Ceci peut s'expliquer par le fait que les montants alloués aux bénéficiaires sont décidés ou geres par le personnel. En outre, 18 % des patients sont sous curatelle et plus du tiers (39%) d'entre eux se disent insatisfaits de ce service.

En ce qui a trait à l'hébergement, l'on observe que 5 0 % des patients étaient hospitalisés. Le degré de satisfaction est ici moins élevé, 46 % des patients se disent assez ou très satisfaits. Les familles d'accueil avec 2 1 , 5 % représentent le deuxième type d'hébergement le plus fréquent dans notre échantillon; 80 % de ces patients se disent assez ou très satisfaits de ce service. On note par ailleurs que 13,8 % des patients vivent avec leur famille et près de 10 % vivent seul. Dans les deux cas, le taux de satisfaction est assez élevé.

En ce qui a trait à la structure des services, 80 % des patients de notre échantillon consultent la clinique externe et dans 77 % des cas, ils se disent assez ou très satisfaits. Il faut noter que la structure centres de jour et l'hôpital de jour n'existait pas dans les hôpitaux participant à notre étude, le quart des patients (24,8%) reçoivent des visites à domicile et se révèlent satisfaits de ces services dans 85 % des cas. Finalement 2,2 % des patients reçoivent à l'occasion un accompagnement pour effectuer diverses activités.

Donc, outre la médication et les services de clinique externe qui sont fréquents pour plus de 80 % des patients, l'on note que peu de services occupationnels ou d'entraînement aux habiletés de vie sont dispensés. Toutefois, dans l'ensemble, les patients qui bénéficient de ces services se disent plutôt satisfaits.

Répartition des services selon les types de clientèle Le tableau 84 illustre la répartition des différentes catégories de services reçus en fonction

des différents sous-groupes de patients. Plusieurs observations intéressantes ressortent de ce tableau. Premièrement, on note peu de différences entre les groupes en ce qui concerne les programmes d'habiletés de la vie quotidienne ainsi que les programmes scolaires et vocationnels. Un nombre un peu plus élevé de patients hospitalisés au court et au long terme participe à des programmes d'habiletés de la vie quotidienne. Pour les programmes scolaires et vocationnels, un pourcentage légèrement plus élevé d'ex-patients de longue durée vivant dans diverses ressources externes ou en famille d'accueil, de même que d'ex-patients issus des centres de courte durée et qui vivent dans la communauté depuis plus d'une année et demie bénéficient de ces services. Par ailleurs, peu de différence est également observée en ce qui a trait à la médication. Cette catégorie de services reçoit les pourcentages les plus élevés. On note ici que les patients de longue durée hospitalisés de même que ceux de courte durée qui vivent dans la communauté ont vu un peu moins souvent leur médecin au cours du dernier mois que les autres groupes de patients.

Tableau 84: Pourcentage des patients répartis selon les sous-groupes pour chaque catégorie de

Catégories de services Sous-groupes de patients LDI LDE CDI CDE CDS LDS LDFA

(N=75) (N=11) (N=56) (N=46) (N=41) (N=32) (N=15) Services cliniques 22,3 0 71,4 56,5 63,4 3,1 6,7 Habiletés de vie 16,0 9,1 19,6 6,5 9,8 9,4 13,3 Loisirs 41,3 45,5 44,7 6,5 9,8 46,9 6,7 Travail 38,6 27,3 33,9 8,7 7,3 11,6 5,4 Programme scol. & voc. 1.3 9,1 1.8 4,3 7,3 3,1 6,7 Services protégés 81,4 45,4 26,8 19,5 9,8 75,1 33,3 Médication 81,3 90,9 92,9 84,8 95,1 93,8 100 Clinique externe 0 45,5 0 76,1 92,4 59,4 86,7

8 9

Tableau 85: Score moyen du besoin de sen/ice perçu par les patients n'ayant pas reçu le service en fonction des sous-groupes de patients

Catégories de services Sous-groupes de patients

Services cliniques Thérapie individuelle Suivi régulier Thérapie familiale Thérapie de groupe Autre thérapie Médication

Entraînement aux habiletés de vie Habiletés de vie Habiletés de communication Progr. scolaire * Progr. vocationnel Tech, xelaxation

Services occupationnels Ergothérapie Ateliers protégés* Loisirs protégées* Activités physiques Autres occupations

LDI LDE CDI CDE CDS LDS LDFV

1.6 1,5 1.6 1,7 1.3 1.0 1.3 1,6 1,1 1.6 1.4 1.5 1.0 1,3 1.7 1.1 1,6 1.7 1,5 1.4 1.0 1.3 1.0 1.1 1.4 1,5 1.1 1,0

2,6 3,0 3,3 1.6 1.0 1,0 a

Services protégés Repas protégés* Aide pour budget Curatelle Aide pour logement* AA

Hébçrgçmçnt Hôpital Foyer de groupe Famille d'accueil,* pavillon Appart, supervisé* Propre famille * Seul

Structures des services Visite à domicile Accompagnement Clinique externe Centre de jour (OSBL) Centre de jour (Public) Hôpital de jour

1,9 1,4 1.6 1.5 1,2 1,3 1,2 1,6 1.5 1,9 1,6 1.4 1,3 1,1

1.7 1,9 2,4 1.8 1.6 1,3 1,2 1.9 1.7 2,2 1,9 1.7 1.6 1,1 2,2 1.4 2,0 2.1 1.7 1.6 1,4

1,7 1.0 1.9 1.4 1,1 1,3 1,1 1,9 1,4 1.5 1.3 1.1 1,1 1.1 1.8 1,3 2,2 1,6 1.3 2,0 1,5

1,0 1,3 1.0 2.5

a a a

1.4 1.6 a

1.3 1.0 1.0 2,0

1.6 2.2 a

1.3 1.2

i l

1.9

1.0 1.3 1.1 2,3

1,7

1.2 1.0 1,0 1.5

1.5

1.1 1.0 1.0 1.5

a a

1.3 1,7 1.6 a

1.2

1.6 1,0 1,0 2,0

1.2

1.0 1,0 1.0 1.1

a 1,4 1.6

1.0 1.0 1.0

co co ® ,-Tt-T

1,1 1,1 1.1

1,0 1,1 1,0

1,0 1,3 2,7

1,0 1.0 1.0

1,9 2,4 1.9

2,0 1.6 2,1

1.8 2,4 2.4

1,5 1,1 1,9

1.2 1.2 1.9

1.5 2,0 2,1

1,0 1,2 1,6

1.5 1.5 1,0 1,5 1.7 1.2 1,6 1,4 2,2 1.0 1.3 a 1.5 1,1 1,2 1,1 1,6 1.2 1,1 1,1

1.0 V 1.0 1.0 1,1 1.0

de données manquantes service ou soit à cause

de v a ! r c e q U ' U n e d ^ e n C e S i g n i , i C a , K / e 3 é t é ° b S e r V é e e n , r e l e s « ^ u p e s lors d'une analyse

105 Par contre, certaines différences intéressantes ressortent également entre les groupes.

Ainsi, en ce qui a trait aux services cliniques, dont les services de psychothérapie, un pourcentage plus important de patients issus des services de courte durée, à l'interne, à l'externe ou à succès bénéficient de ces services (71,4 %, 56,5 % et 63,4 %). En ce qui a trait aux services de la clinique externe, les patients de courte durée à succès sont ceux qui rapportent le pourcentage le plus élevé de fréquentation au cours du dernier mois. Les sujets de longue durée à l'externe sont ceux qui fréquentent le moins avec 45,5 %. En ce qui a trait aux services des loisirs, on observe des pourcentages assez similaires pour tous les patients issus des centres de longue durée. Ce pourcentage se situe légèrement au-dessus de 40 % alors qu'il n'est que de moins de 10 % pour les groupes de courte durée. On note aussi une exception, les patients de courte durée hospitalisés ont un taux de fréquentation similaire à ceux des patients de longue durée. Ce résultat s'explique par un taux élevé de participation aux ateliers d'ergothérapie pour ces patients. En ce qui a trait aux services protégés, les patients de longue durée à l'interne ou à succès sont ceux qui rapportent les taux de fréquentation les plus élevés au cours du dernier mois. Celui-ci se situe à 81,4 % et 75,1 %. Finalement, en ce qui a trait au programme vocationnel, moins de 40 % ont utilisé ce service, en outre, celui-ci se retrouve plus fréquemment auprès des sujets de courte durée, qu'ils soient en externe ou à succès. Ceci peut s'expliquer par le fait que ces sujets auraient une meilleure capacité d'occuper des emplois réguliers comme en témoignent les forts taux de patients de longue durée qui fréquentent ou désirent s'occuper en atelier protégé.

Perception du besoin de service selon les types de clientèles Chez les patients qui ne reçoivent pas de services, nous avons tenté de connaître leur

perception du besoin de services. Il est intéressant de noter que, contrairement à ce que l'on pourrait penser, plusieurs patients ne désirent pas obtenir les services mentionnés dans le QUS. Parmi les éléments qui rassortent comme les plus importants, le besoin d'être hébergé soit avec sa famille, seul ou en appartement supervisé ressort comme un élément important pour le quart des sujets. De façon concomitante, 27 % des patients aimeraient recevoir de l'aide afin de trouver un logement. En outre, 20 % des sujets expriment un besoin de recevoir un programme scolaire ou vocationnel ou encore d'apprendre une technique de relaxation. En ce qui a trait aux services cliniques, 15 % des patients aimeraient recevoir une thérapie individuelle ou familiale. Finalement, un entraînement aux habiletés de vie et de communication est souhaité par un peu plus de 1 0 % des patients de même que des visites à domicile ou des accompagnements pour effectuer divers types d'activités.

Le tableau 85 résume les différences significatives observées entre le score moyen du degré de besoin de service perçu par les patients qui ne reçoivent pas le service et ce, en fonction des sous-groupes. Aucune différence significative n'est signalée pour la perception de besoin pour les catégories relevant des services cliniques et de la structure des services. En ce qui a trait aux programmes d'entraînement aux habiletés de vie, des différences significatives sont notées seulement pour les programmes scolaires (F(6,254)=3,1; £<,01). Les patients hospitalisés dans des centres de courte durée se distinguent des autres groupes en indiquant un besoin plus important de recevoir des programmes éducatifs.

Pour les services occupationnels, des différences significatives entre les groupes sont obtenus pour l'ergothérapie (E(6,196) = 3,1; p=,01), les services d'ateliers protégés (E(6,199) = 3,8; £<,01 ) et les services de loisirs protégés (F(6,189) = 2,3; £<-04). Les patients hospitalisés au court terme (M=1.9) s© distinguent de tous les autres groupes sauf celui des patients hospitalisés au long terme ( M = U ) ©n indiquant un certain besoin de recevoir des services d'ergothérapie. Les patients hospitalisés au long terme (M=1.9) se distinguent des autres groupes de patients en percevant un besoin plus important de service d'ateliers protégés. Les patients hospitalisés en courte durée indiquent un besoin d'ateliers protégés (M=1.50) plus important que ceux issus de centres de courte durée et vivant dans la communauté depuis une année et demie. Le besoin de loisirs protégés revient surtout aux patients hospitalisés en longue durée (M=1.8) et en courte durée (M=2,2) ainsi

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qu'aux patients issus de centres de longue durée et qui vivent actuellement au sein de la communauté.

En ce qui a trait aux autres services protégés, des différences significatives sont notées pour les repas protégés (£(6,152)=2,3; e<,05) et l'aide pour le logement (£(6, 254)= 3,39; £ < ,01). Les patients issus du long terme et vivant dans la communauté depuis plus d'une année et demie indiquent avoir un plus grand besoin du service de repas protégés (M=1.6) que les autres groupes. Sauf pour les patients vivant en famille d'accueil (M=1.5) et les ex-patients de centre de courte durée vivant dans la communauté (M=1.5), les autres groupes indiquent avoir besoin d'aide pour se trouver un logement; les patients hospitalisés en longue durée sont ceux qui obtiennent la cote la plus élévée (M=2,5). Ceci indiquerait une volonté de vivre dans un milieu permettant le plus d'autonomie possible même s'il reste à déterminer si un tel choix serait réaliste compte tenu des habiletés et des difficultés antérieures d'intégration dans la communauté.

Pour les services d'hébergement, des différences significatives sont obtenues pour les familles d'accueil, les appartements supervisés et vivre avec sa propre famille. Les sujets issus du long terme et qui vivent dans la communauté depuis plus d'une année et demie se distinguent des autres groupes en rapportant un besoin d'aller vivre dans des familles d'accueil. Ce résultat s'explique en partie par le fait que ces patients vivent pour la majorité dans des pavillons. Les appartements supervisés ne semblent pas représenter un besoin pour les patients en famille d'accueil ou ceux qui vivent dans la communauté suite à une radiation d'un centre de courte durée alors que les autres groupes ont tous exprimé un certain besoin face à ce type d'hébergement. Finalement, les patients hospitalisés en courte et longue durée de même que ceux issus de centres de longue durée et vivant dans la communauté ont indiqué un certain besoin (M=2,0 et 2,4) de vivre avec leur propre famille. Il faudrait confirmer avec ces famillles si cela serait réaliste.

Validité

Les corrélations calculées entre les patients et le personnel soignant (voir tableau 81) nous indiquent dans l'ensemble une bonne convergence entre les deux mesures en ce qui a trait au fait que le patient reçoit ou non un service. Cinq corrélations n'atteignent pas un seuil significatif dont les items appartenant à la catégorie "entraînement aux habiletés de vie", autre thérapie et habite seul. Les autres catégories obtiennent des corrélations autour de 0,50 pour 5 items, entre ,60 et ,80 pour 6 items et au-dessus de 0,80 pour 5 items. Les corrélations n'ont pu être calculées pour les autres items. Les corrélations concernant le degré de satisfaction ou de besoin perçu sont quant à elles peu nombreuses à atteindre un seuil de signification, au total 12 sur 27 items et elles sont modérées, variant de 0,34 à 0,65. Elles soulèvent deux questions, l'une concerne la capacité des intervenants de connaître l'opinion des patients sur autant de points de vue; la seconde concerne la divergence d'opinion entre le personnel traitant et un patient, en particulier quant au besoin d'un service (voir MacCarthy, Benson & Brewin, 1986). Ces deux aspects se confondent pour produire les corrélations modérées que nous avons obtenues entre le personnel soignant et les patients à propos de leur besoin de service.

Conclusion

Les résultats obtenus avec le QUS sont intéressants sous différents aspects Ainsi les analyses portant sur la fidélité et la validité du QUS nous indiquent que cet instrument permet de recueillir des informations stables dans le temps de la part des patients. Cette information peut être recueillie de façon fidèle par différents interviewers. En outre, les patients semblent capables de nous renseigner de façon exacte puisque leur degré de convergence avec les informations fournies par le personnel soignant est eléve en ce qui a trait aux services reçus. Ces résultats confirment donc ceux obtenus entre autres par MacCarthy et ses collaborateurs (1986) et Quinsev et ses collaborateurs (1988) selon lesquels les patients sont un source valide d'informations

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Par ailleurs, le peu d'accord observé entre les patients et le personnel soignant, concernant l'évaluation du degré de satisfaction et du degré de besoin, confirme à nouveau le fait que les administrateurs et les cliniciens, par opposition aux patients, entretiennent des opinions différentes concernant leurs besoins. Ainsi, il apparaît donc important de tenir compte de leurs points de vue lors des procédures d'évaluation de besoins en vue d'une planification future de services. Une évaluation plus détaillée de leur perception, telle que par exemple, celle réalisée par MacCarthy et ses collaborateurs (1986), est souhaitable lorsque l'objectif visé est d'implanter des services pour cette clientèle.

Les résultats indiquent que, mis à part une suivi régulier pour la médication et des services d'hébergement, les services dispensés aux patients sont peu variés et peu fréquents. Les différences observées entre les sous-groupes nous indiquent que les patients hospitalisés au court terme ont accès à toute la gamme des services et sont ceux qui continuent à bénéficier dans la communauté des services de psychothérapie, ceci principalement dans le cadre de services dispensés en clinique externe. Les programmes visant l'apprentissage d'habiletés pour composer avec la vie quotidienne, pour travailler ou étudier sont à peu près inexistants. L'on peut ici se questionner sur la faible présence de ces programmes qui, selon la littérature contemporaine sur la réadaptation psychiatrique (Wallace, 1986), s'avèrent essentiels pour aider les patients à développer les compétences nécessaires à leur autonomie.

Un résultat troublant a été obtenu dans cette étude et concerne le faible degré de besoin perçu par les patients. En effet, ces derniers reçoivent peu de services et par ailleurs, ils semblent ne pas désirer recevoir plus de services. Dans l'ensemble, le degré de besoin perçu est de 2 sur une échelle en 5 points, ce qui représente un besoin léger. Trois interprétations différentes peuvent être suggérées pour rendre compte de ces résultats. Soit que les patients présentent plusieurs difficultés ou déficits dont ils sont conscients mais qu'ils ne désirent pas modifier leur situation, ce qui est congruent avec l'une des observations de MacCarthy et ses collaborateurs (1986). Soit qu'ils présentent plusieurs difficultés ou déficits dont ils ne sont pas conscients, ce qui appuierait les résultats de McEvoy et ses collaborateurs (1981). Finalement il est possible que l'analyse fonctionnelle de ces patients ne révélera aucun besoin de service autre que ceux actuellement remplis. Etant donné les caractéristiques de cet échantillon de patients chroniques, cette dernière hypothèse nous apparaît la moins probable.

Finalement, soulignons que les résultats que nous avons obtenus concernant le degré de satisfaction est tout à fait conforme à ceux obtenus dans la plupart des recherches antérieures (Lebow, 1983). Les patients ont tendance à se dire satisfaits des services reçus. Etant donné cette forte tendance, un seuil d'insatisfaction de 10% ou plus semble indiquer, selon Lebow (1983), un réel problème qui devrait être pris en considération. Au sein de notre échantillon ceci se révèle être le cas pour la médication, l'aide pour gérer son budget , le programme scolaire, les repas protégés, l'hébergement à l'hôpital et aux appartements supervisés.

93 CONCLUSION

Cette étude poursuivait plusieurs objectifs qui ont été atteints avec succès. L'objectif principal était de rendre disponible des outils de mesure des besoins de personnes présentant des troubles mentaux graves. La fidélité test-retest, l'accord interjuges, la consistance interne, la construction d'échelles pour chaque instrument et les indices de validité convergente et discriminante ont été calculés et décrits pour l'Examen psychiatrique standardise (EPS) mesurant la symptomatologie, l'Echelle d'adaptation sociale-ll (EAS-II) mesurant le fonctionnement social, l'Echelle des habiletés de vie autonone (EHVA) évaluant les capacités des patients à émettre les comportements quotidiens nécessaires pour vivre dans la communauté, la Mesure du répertoire comportemental (MRC) indiquant les problèmes d'autonomie fonctionnelle et les comportements mésadaptés ,et l'Index de sévérité de la toxicomanie (1ST) mesurant la consommation de drogue et d'alcool. La fidélité et la validité convergente et discriminante ont été examinées pour la Grille New York (GNY). Le Questionnaire sur l'utilisation des services (QUS), développé pour les besoins de l'étude, a permis de recueillir la fréquence des services reçus ainsi que le degré de satisfaction et la perception des patients de leurs besoins de services.

Dans l'ensemble, les épreuves psychométriques auxquelles ont été soumis les instruments traduits et adaptés ont révélé des qualités métrologiques très satisfaisantes. Cependant, la notion de validité est subordonnée à l'utilisation qui sera faite des instruments. Ainsi, certains items ou certaines échelles furent jugés insatisfaisants pour mesurer les caractéristiques de la population évaluée dans l'étude. C'est ainsi que les échelles portant sur les relations avec les personnes du sexe opposé, de même que celles traitant du rôle parental et des relations conjugales furent éliminées de l'EAS-ll. Ces décisions s'expliquent par la faible proportion de sujets dans l'étude qui exerçaient ces sphères de fonctionnement social. Dans le cas de l'IST, seulement une partie des épreuves de fidélité et de validité ont été réalisées. Certaines épreuves n'ont pas pu être conduites en raison de l'exclusion des sujets ayant un diagnostic principal de toxicomanie ou d'alcoolisme lors de la sélection des sujets. Cette décision qui éliminait la difficulté de statuer sur l'origine des symptômes des sujets (symptômes conséquents à l'absortion de substances) avait pour contrepartie de réduire drastiquement le nombre de consommateurs au sein de la population à l'étude. En conséquence, seuls les items portant sur la consommation et l'intoxication à l'alcool au cours des 30 derniers jours ont pu être formellement validés. Pour l'EHVA, nos travaux nous ont conduit à éliminer les deux échelles évaluant tes habiletés reliées à l'emploi étant donné le nombre peu élevé de sujets qui travaillaient, étaient à la recherche d'un emploi ou participaient à des ateliers protégés ou de l'ergothérapie. En outre, ces deux échelles, de même que l'échelle déplacement étaient composées de peu d'items, ce qui présentait des problèmes psychométriques. Les trois échelles du MRC ont révélé une bonne fidélité et validité; bien que la validité discriminante de l'échelle Mésadaptation demeure à démontrer. Enfin, les travaux réalisés avec l'EPS démontrent que des accords satisfaisants pouvaient être atteints pour les sections de symptômes d'anxiété et de dépression, mais qu'une attention particulière devrait être portée lors de ta formation des sections portant sur les symptômes psychotiques.

Pour chaque instrument, un second objectif était de tracer le profil des personnes présentant des troubles mentaux. Ces analyses furent réalisées auprès de 276 patients choisis de façon à inclure des patients hospitalisés à court et à long terme, de même que des patients radiés de courte et de longue durée et vivant de façon autonome dans ta communauté. De plus, une portion de ces patients n'ont pas été réhospitalisés depuis plus d'une année et demie. Finalement, des patients radiés de centres hospitaliers de longue durée et vivant dans des ressources d'hébergement protégé (pavillon, famille d'accueil). Les résultats obtenus avec les principales échelles des instruments de mesure sont conformes aux résultats anticipés à savoir un profil symptomatique, social et fonctionnel moins problématique chez les sujets traités en courte durée qu'en longue durée. Parallèlement, les sujets bénéficiant de services externes ont en moyenne moins de difficultés que ceux hébergés dans des ressources hospitalières ou des résidences surveillées. Finalement, les sujets vivant dans la communauté sans avoir été réhospitalisés au cours des derniers 18 mois présentent le profil symptomatique, social et fonctionnel le plus positif. Ces propos n'excluent pas que certains sujets bénéficiant de programmes de soins différents puissent avoir un profil similaire. Ils réitèrent l'utilité d'une évaluation exhaustive des besoins en préalable à la prescription de programmes de soins.

105

Un troisième objectif était de vérifier les propriétés psychométriques de la GNY qui est couramment utilisée au Québec. Les indices de fidélité de la GNY n'ont porté que sur un faible nombre de sujets, limitant la confiance et la généralisation que nous pouvons accorder aux résultats. Toutefois, les analyses convergentes et discriminantes ont permis de déterminer que certaines échelles créées à partir des algorithmes se révèlent satisfaisantes alors que d'autres ne semblent pas converger avec divers instruments de mesure ou discriminer les sujets de la façon attendue. En outre, les faibles relations observée entre l'échelle CarelO et les scores de nos instruments de mesure ou les milieux de soins des patients au moment de l'étude invite à la prudence lors de l'utilisation de cet instrument. Ainsi, nous concluons en renforçant l'avertissement de Furman et al. (1979) à savoir que l'utilisation de la GNY devrait être réservée exclusivement aux fins pour lesquelles elle fut développée, soit de mesurer les niveaux de besoins de grands échantillons de patients psychiatriques chroniques afin de planifier les services hospitaliers en conséquence.

Un quatrième objectif était de déterminer l'utilité relative de deux procédures servant à déterminer les besoins soit la stratégie retenue par la GNY et celle représentée par une évaluation détaillée du fonctionnement des patients à l'aide de plusieurs instruments de mesure. Les enjeux théoriques de ce choix ont fait l'objet d'un article auquel nous référons le lecteur (Toupin, Lesage & Cyr, 1991). Les résultats obtenus concernant la GNY semblent confirmer que cette dernière n'est pas adéquate pour tracer des profils individuels et effectuer une planification de services à partir de ces résultats. En effet, à plusieurs reprises et avec différentes échelles de nos instruments de mesure, les résultats de la GNY différaient passablement (voir analyses convergentes et divergentes entre les échelles et les fonctions discriminantes avec l'échelle CarelO). Ainsi, pour tracer des profils individuels des problèmes ou difficultés des patients, une approche basée sur l'utilisation de plusieurs instruments de mesure nous apparaît recommandée. Une telle procédure est plus coûteuse en temps mais elle fournit une description plus fine et détaillée des besoins des patients. En outre, elle permet d'assortir les éléments d'évaluation clinique à des buts de planification et de gestion de programme.

L'exploitation des données recueillies dans le cadre de cette recherche n'est pas complètement terminée. Nos prochains travaux porteront entre autre sur le pouvoir discriminant de l'ensemble des échelles validées en regard des principaux sous-groupes de l'étude. Cette approche multivariée permettra d'examiner la complémentarité de nos échelles dans l'évaluation des sujets. D'autres analyses basées sur des analyses de regroupement (cluster) établiront de façon plus précise les divers profils retrouvés parmi la population à l'étude. Des rapports étroits seront alors établis entre les profils des besoins, les programmes de soins reçus et les programmes de soins requis Les périodiques scientifiques seront alors employés comme véhicule de communication des résultats. En terminant, il nous importe de souligner aux lecteurs intéressés que des études complémentaires ont été entreprises ou sont en voie de l'être. Dans le cadre de l'octroi d'une subvention par le CRSSMM pour des projets en santé communautaire, nous venons de completer une étude sur un instrument d'origine britannique (NFCAS) qui permet d'articuler de façon systématique des interventions en fonction des problèmes cliniques et psychosociaux des personnes souffrant de maladie mentale grave et persistante (Lesage, Cyr, Toupin & Van Haaster, 1992). De plus, nous évaluerons prochainement l'impact différentiel de deux programmes de soins de longue durée grâce aux instruments validés dans la présente étude.

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105

Appendice 1

Tableaux complémentaires de l'EPS

Tableau 86: Corrélations 1 item-total des résultats définitifs des échelles Nax, Conc et Depnev ainsi que les analyses d'items convergentes/divergentes des échelles entre elles. V̂Ub UMUIf tfVW VJ IIWIIIW VWIXWI k

NAX (N) CONC (C) DEPNEV (D) # Rit C D # Rit N D # Rit N C

1 27 09 17 19 46 20 37 23 67 44 46 2 28 02 06 20 44 24 39 24 42 22 35 4 44 30 45 21 58 23 29 25 37 19 22 5 33 08 27 22 45 11 35 26 51 26 43 6 41 23 36 27 58 30 44 7 62 20 40 28 46 15 37 8 31 31 31 29 17 09 11 9 43 16 29 30 37 23 29 10 55 22 48 31 21 08 14 11 54 10 25 32 17 10 -

12 41 01 21 33 28 28 08 13 24 10 21 34 18 22 00 14 31 01 10 35 18 23 09 15 21 - - 36 42 39 38 16 21 07 06 37 26 18 06 17 14 03 06 38 23 28 14 18 23 - 05 39 10 18 03

40 12 15 02 54 32 18 25

Alpha 76 68 73 Rit 27 51 27 48 51 48

1 La virgule a été omise devant les chiffres; il s'agit de corrélations qui devraient se lire 0,XX

Tableau 87 Corrélations 1 item-total des résultats définitifs de l'échelle Border ainsi que les

Item Rrt Nax Conc Depnev

47 40 14 22 18 48 39 19 39 28 49 49 23 28 30 50 29 - 05 11 51 45 09 27 22 52 29 04 12 08 53 44 15 26 34

Alpha 68 Rit 22 40 39

1 La virgule a été omise devant les chiffres; il s'agit de corrélations qui devraient se lire O.XX

1 0 0

Tableau 88: Corrélations 1 item-total des résultats définitifs des échelles Halluc, Delir et Delpass ainsi que les analyses d'items convergentes/divergentes

Halluc (H) Delir (D) Delpass (DP) # Rit D DP # Rit H DP # Rit H D

60 33 13 07 72 30 27 21 55 51 29 15 61 40 19 26 73 28 16 29 56 30 21 08 62 43 18 29 74 43 31 24 57 16 28 15 63 48 31 26 75 20 15 20 58 39 22 08 64 47 24 27 76 54 23 29 59 44 29 47 65 72 44 44 77 54 23 22 71 37 32 19 66 42 24 22 78 45 34 15 81 43 29 29 67 19 02 18 79 35 22 22 68 31 18 14 80 18 23 26 69 26 27 18 82 14 19 -

70 37 33 31 86 30 22 18 87 33 12 05

Alpha 75 71 63 Rit 46 47 46 41 47 41

1 La virgule a été omise devant les chiffres; il s'agit de corrélations qui devraient se lire 0,XX

Tableau 89: Moyenne et variance de chaque item de l'échelle Anxiété Item M S2

1 0,58 0,45 2 0,38 0,43 4 0,28 0,31 5 0,18 0,24 6 0,26 0,24 7 0,21 0,24 8 0,22 0,28 9 0,17 0,19 10 0,29 0,35 11 0,08 0,11 12 0,06 0,08 13 0,12 0,19 14 0,04 0,07 15 0,09 0,10 16 0,05 0,06 17 0,08 0,11 18 0,07 0,08

Score total 3,16 3,49

101

Tableau 90: Moyenne et variance de chaque item de l'échelle Concentration Item M s2

19 0,11 0,12 20 0,21 0,28 21 0,08 0,12 22 0,12 0,18

Score total 0,53 1,20

Tableau 91 Moyenne et variance de chaque item de l'échelle Dépression névrotique Item M l 23 0,24 0,24 24 0,16 0,18 25 0,08 0,08 26 0,16 0,27 27 0,18 0,26 28 0,19 0,20 29 0,10 0,12 30 0,13 0,17 31 0,18 0,25 32 0,03 0,03 33 0,06 0,09 34 0,22 0,33 35 0,20 0,30 36 0,22 0,25 37 0,05 0,08 38 0,03 0,05 39 0,03 0,03 40 0,58 0,74 54 0,10 0,15

Score total 2,93 3,52

101

Tableau 90: Moyenne et variance de chaque item de l'échelle Concentration Item M s2

47 0,06 0,07 48 0,05 0,09 49 0,11 0,15 50 0,04 0,06 51 0,06 0,11 52 0,01 0,02 53 0,07 0,12

Score total 0,40 1,22

Tableau 93: Moyenne et variance de chaque item de l'échelle Hallucinations Item M s2

60 0,12 0,19 61 0,15 0,25 62 0,14 0,24 63 0,30 0,47 64 0,12 0,22 65 0,59 1,14 66 0,22 0,37 67 0,03 0,05 68 0,09 0,15 69 0,05 0,07 70 0,15 0,24

Score total 1,94 3,24

101

Tableau 90: Moyenne et variance de chaque item de l'échelle Concentration 1 cjuiecau an. muycnno ci vaiiaiiue uc i,iiai|uc7 Item | M | S 2

72 0,29 0,44

73 0,15 0,26 74 0,47 0,69 75 0,07 0,13 76 0,34 0,55 77 0,20 0,35 78 0,31 0,48 79 0,20 0,35 80 0,14 0,24 82 0,02 0,03 86 0,11 0,20 87 0,16 0,29

Score total 2,44 3,39

Tableau 95: Moyenne et variance de chaque item de l'échelle Délires de passivité Item M S2

55 0.11 0,18 56 0,05 0,07 57 0,07 0,11 58 0,04 0,06 59 0,40 0,56 71 0,19 0,31 81 0,05 0,09

Score total 0,90 1,73

1 0 4

Tableau 96: Corrélations 1 convergentes-divergentes des 7 échelles de l'EPS aux deux moments de mesure

MOMENT 1 MOMENT 2 1 2 3 4 5 6 7 1 2 3 4 5 6 7

M 1

2

3

4

5

6 7

46 59 30 20 - 12 06 82 37 62 43 32 05 06

n

1

2

3

4

5

6 7

- 62 55 19 - 12 39 58 65 41 24 38 21 37

M

1

2

3

4

5

6 7

- 42 34 17 31 68 57 73 26 49 31 35

E

N

T

1

2

3

4

5

6 7

- 16 10 66 46 75 36 59 44 32 55 E

N

T

1

2

3

4

5

6 7

- 38 25 29 30 50 36 65 47 36 E

N

T

1

2

3

4

5

6 7

- 10 -08 03 14 17 31 65 28

1

1

2

3

4

5

6 7 - 15 49 16 29 41 33 56

M 1

2

3

4

61 77 46 49 25 23

0

M

1

2

3

4

- 58 41 46 28 48 0

M

1

2

3

4

- 50 60 29 28

E

1

2

3

4 - 61 23 26

N 5 - 59 51

T 6 - 64

2 7 -

1 La virgule a été omise devant les chiffres; il s'agit de corrélations qui devraient se lire O.XX

105 Appendice 2

Tableaux complémentaires de L'EAS-ll

Échelle 97: Corrélation de Pearson entre les réponses du personnel soignant et des sujets aux items conservés suite à la construction des échelles (20 < n < 57) item r item r item r item r item r 2 ,90 8 ,64 26 ,12ns 33 .75 51 ,36 3 ,72 12 .54 27 ,04ns 34 ,50 52 .44 4 ,45* 13 ,09ns 28 .50 35 ,34* 53 ,89 5 ,34ns 14 .41* 30 ,39* 37 ,19ns 54 .65 6 .80 16 ,38* 31 ,38* 49 .63 55 .68 7 ,47* 25 ,00ns 32 ,08ns 50 ,87 56 ,55

105

Appendice 3

Tableaux complémentaires de l'EHVA

Tableau 98: Moyenne, variance et corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Apparence (n=91)

item M S2 rit

15 1,03 0,18 0,32 16 1,16 0,37 0,33 17 1,23 0,42 0,59 18 1,16 0,37 0,66 19 1.13 0,34 0,64

Score total 5,73 1.21 alpha=0,73

Tableau 99: Moyenne, variance, corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Ménage (n=104)

item M S2 rit

24 1.21 0,41 0,38 25 1,13 0,33 0,74 26 1.16 0,37 0,50 27 1,03 0,16 0,51 28 1,13 0,34 0,44 29 1.18 0,39 0,61

Score total 6,85 1,40 alpha=0,72

Tableau 100: Moyenne, variance, corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Alimentation (n=73)

item M S2 rit

30 1,22 0,42 0,12 31 1,05 0,23 0,19 32 1,08 0,28 0,02 33 1.11 0,31 0,30 35 1.07 0,25 0,27 36 1,04 0,20 0,60 37 1,21 0,41 0,55 38 1.16 0,37 0,44 39 1.11 0,31 0,66 40 1,26 0,44 0,32

Score total 11,32 1,66 alpha=0,66

Tableau 101: Moyenne, variance, corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient aloha de l'Échelle Santé (n=43)

item M S2 rit

41 1.12 0,32 0,61 42 1.19 0,39 0,42 43 1,02 0,15 0,04 44 1,09 0,29 0,52 45 1.07 0,26 0,26 46 1,14 0,35 0,61 47 1,07 0,26 0,09

Score total 7,70 1,21 alpha=0,66

1 0 7

Tableau 102: Moyenne, variance, corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Gestion (n=61) _ :

item M S2 rit

48 1,07 0,25 0,62 49 1,13 0,34 0,45 50 1,25 0,43 0,41 51 1,18 0,39 0,50 52 1,15 0,36 0,30 53 1,08 0,28 0,47 54 1,08 0,28 0,57 55 1,07 0,25 0,52

Score total 9,00 1,60 alpha=0,76

Tableau 103: Moyenne, variance, corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Loisirs (n=143)

item M S2 rit

62 1,41 0,49 0,24 63 1 1,73 0,45 0,02 64 1,04 0,18 0,05 65 1,20 0,40 0,34 66 1,79 0,41 0,22 67 1,36 0,48 0,23 68 1,78 0,41 0,3

Score total 10,31 1,38 alpha=0,42 1 Cet item est maintenant éliminé de l'échelle et le nouveau coefficient a est de 0,47.

Tableau 104: Moyenne, variance, corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Apparence (n=276)

item M S2 rit

15 1.07 0,25 0,25 16 1,32 0,47 0,42 17 1,51 0,50 0,61 18 1,39 0,49 0,71 19 1,18 0,39 0,45

Score total 6,47 1,48 alpha=0.72

Tableau 105: Moyenne, variance, corrélation item-total de chaque Hem. score total et coefficient alpha de I Echelle Menaqe (n=276)

item M S2 rit

24 1,22 0,42 0,22 25 1,49 0,50 0,72 26 1,16 0,36 0,23 27 1,08 0,27 0,30 28 1,57 0,50 0,64 29 1,57 0,50 0,72

Score total 8,09 1,70 alpha=0,73

107

Tableau 102: Moyenne, variance, corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle G e s t i o n (n=61) _ :

item M S2 rit

30 1,16 0,37 0,02 31 1,07 0,26 0,11 32 1,08 0,27 0,08 33 1,10 0,30 0,06 35 1,58 0,50 0,73 36 1,61 0,49 0,84 37 1,64 0,48 0,80 38 1,61 0,49 0,79 39 1,59 0,49 0,85 40 1,67 0,47 0,72

Score total 14,11 2,69 alpha=0,84

Tableau 107: Moyenne, variance, corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Santé (n=276)

item M S2 rit

41 1,67 0,47 0,84 42 1,70 0,46 0,79 43 1,10 0,30 0,06 44 1,66 0,48 0,84 45 1,50 0,50 0,61 46 1,73 0,45 0,73 47 1,38 0,49 0,17

Score total 10,74 2.22 alpha=0.83

Tableau 108: Moyenne, variance, corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Gestion (n=276)

item M S2 rit

48 1,44 0,50 0,74 49 1,71 0,45 0,71 50 1,75 0,44 0,66 51 1,42 0,50 0,57 52 1,55 0,50 0,64 53 1,36 0,48 0,55 54 1,59 0,49 0,80 55 1,59 0,49 0,79

Score total 12,41 2,94 alpha=0,90

Tableau 109: Moyenne, variance, corrélation item-total de chaque item,score total et coefficient alpha de l'Échelle Loisirs (n=276)

item M S2 rit

62 1.42 0,49 0,27 64 1,08 0,27 0,20 65 1,26 0,44 0,26 66 1,80 0,42 0,23 67 1,36 0,48 0,25 68 1,86 0,35 0,20

Score total 8,78 1,30 alpha=0,47

107

Tableau 102: Moyenne, variance, corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Gestion (n=61) _ :

item M S2 rit

1 1,03 ,17 .44 2 1,04 ,19 ,40 3 1,47 ,50 .29 4 1,09 ,28 ,32 6 1,13 ,34 ,45 7 1,15 ,36 ,35

Score total 6,90 1 f13 alpha=,60

Tableau 111: Variance, corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Apparence

item S2 rit

15 ,24 .26 16 .44 .33 17 .45 .68 18 .41 .69 19 .35 ,50 20 .13 .18

Score total 1,35 alpha=,70

Tableau 112: Écart-type et corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Ménage

item s rit

24 ,41 .36 25 ,33 .67 26 ,35 .37 27 .26 .35 28 ,36 .42 29 ,40 .59

Score total 1,38 alpha=,72

Tableau 113: Écart-type et corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Alimentation

item s rit

30 .37 ,13 31 .26 .15 32 .27 .04 33 .30 .22 34 .27 .19 35 .37 .30 36 .22 ,50 37 .44 .56 38 .40 .46 39 .37 ,62 40 .41 ,25

Score total 1,79 alpha=0,66

110

Tableau 114: Écart-type et corrélation itern-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Santé

item s rit

41 .36 .58 42 .40 .47 43 .20 ,07 44 .31 ,59 45 ,29 .20 46 .34 ,44 47 ,38 .24

Score total 1,33 alpha=,66

Tableau 115: Écart-type et corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Gestion

item s rit

48 .46 .68 49 ,43 ,41 50 ,44 .35 51 .46 .44 52 ,50 ,40 53 ,41 ,47 54 .42 .68 55 ,30 .47

Score total 2,15 alpha=,78

Tableau 116: Écart-type et corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Déplacement

item s rit

56 ,46 .34 57 .36 .34 58 .34 ,57 59 ,37 .57 60 ,43 .55 61 .33 .64

Score total 1,54 alpha=,75

Tableau 117: Écart-type et corrélation item-total de chaque item, score total et coefficient alpha de l'Échelle Loisirs

item s rit

62 .49 .24 63 .47 ,09 64 ,27 .18 65 ,43 ,25 66 ,41 ,24 67 ,48 ,26 68 .35 .19

Score total 1,41 alpha,44

111

et oscillation des 7 corrélaions Hem-total des échelles de l'EHVA Echelle n Coefficient Oscillation des corrélations Echelle

alpha item-total Hygiène 276 ,60 ,25 à ,41 Apparence 178 ,73 ,26 à ,69 Entretien ménager 139 ,71 ,34 à ,64 Alimentation 110 ,65 ,02 à ,65 Santé 70 ,65 ,02 à ,68 Finances 90 ,71 ,17 à ,65 Loisirs 262 ,46 ,18 à ,26

Tableau 119: Matrices de corrélations P (pairwise) 1et L (listwise) 2 des 7 échelles de l'EHVA 1 2 3 4 5 6 7

1 Hygiène - ,50 ,38 ,40 ,09 ,15 ,34 2 Apparence ,37 - ,56 .49 .12 ,35 ,30 3 Ent. ménager ,57 ,62 - ,60 .15 ,24 ,13 4 Alimentation ,31 ,37 ,50 - .08 .21 ,11 5 Santé .02 ,11 .14 -.10 .29 .18 6 Finance ,09 ,33 .27 ,25 ,30 .22 7 Loisirs ,10 -.13 ,03 ,20 ,20 1 Matrice P dans la région supérieure droite (50<n<262) 2 Matrice L dans la région inférieure gauche (n=44)

Tableau 120: Etude des matrices P et L, valeurs propres et déterminant Valeurs propres 1 Matrice P (50<n<262) Matrice L (n=44) Lambda 1 2,81 2,57 Lambda 2 1,18 1.37 Lambda 3 0,95 0,97 Lambda 4 0,71 0,81 Lambda 5 0,53 0,53 Lambda 6 0,45 0,47 Lambda 7 0,36 0,27 Déterminant 0,193 0,189 ^ Avant rotation

Tableau 121: Analyse factorielle exploratoire des 7 échelles de l'EHVA de la matrice L (n=44) Echelle I II Hygiène ,70 .02 Apparence .78 .08 Entretien ménager ,86 ,19 Alimentation .71 -.05 Santé -.03 .77 Gestion des finances ,32 .64 Loisirs -,04 ,65 Valeur propre 2,45 1,49 % de variance totale 35 21

105

Appendice 4

Tableaux complémentaires du MRC

Tableau 122: Corrélations"* inter-items pour l'échelle autonomie fonctionnelle et habiletés interactives du MRC

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 29 30 31 32 33 34 1 2 0 0 1 - . 1 0 1 0 1 1 1 0 0 2 1 0 1 0 0 0 - 0 0 0 0 0 - 1 3 2 4 3 3 0 0 0 0 0 0 0 - 0 4 2 4 6 2 0 1 1 2 0 1 1 0 5 1 2 1 0 1 1 1 1 0 0 6 7 0 1 1 1 1 - 0 0 0 7 0 0 0 0 0 - 0 0 0 8 1 2 2 2 1 1 0 2 9 4 1 0 1 0 - 1 10 1 1 2 1 0 1

29 4 2 2 2 4 30 4 2 4 1 31 0 0 0 32 2 4 33 3 34 1 La virgule a été omise devant les chiffres; les corrélations devraient se lire 0,XX

Tableau 123: Variances, corrélation1 divergente avec l'échelle Habiletés interactives et corrélation item-total pour l'échelle autonomie fonctionnelle

# S 2 r Ht 1 33 14 16 (33) 2 13 08 15 (33) 3 11 04 29 4 01 18 30 5 16 20 22 6 14 17 28 7 08 09 28 8 15 30 29 9 94 16 31 10 97 19 37

1 La virgule a été omise devant les chiffres; les corrélations devraient se lire 0,XX

Tableau 124: Variance, corrélation 1 divergente avec l'échelle Autonomie fonctionnelle

# s2 r m 29 56 24 57 30 26 23 48 31 13 25 27 32 14 17 39 33 06 00 42 34 27 24 42

1 La virgule a été omise devant les chiffres; les corrélations devraient se lire O.XX

105

11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 11 2 1 2 2 3 2 1 1 1 0 1 2 1 0 1 1 1 12 1 1 2 2 2 1 0 0 2 2 0 1 0 0 2 0 13 2 2 2 2 2 1 1 1 1 1 1 0 1 0 2 14 3 3 1 0 1 1 0 2 0 1 0 1 0 0 15 3 2 1 1 1 1 2 0 1 0 1 1 0 16 3 3 1 1 0 2 1 1 2 2 1 0 17 2 0 1 1 0 1 2 1 1 1 1 18 2 0 - 1 3 0 1 0 0 1 19 0 0 2 1 2 1 0 1 3 20 0 1 - 0 1 2 1 2 21 0 1 0 0 0 2 2 22 1 2 3 0 1 1 23 2 0 0 0 0 24 0 0 1 0 25 1 2 1 26 - 1 27 2 28 1 La virgule a été omise devant les chiffres; il s'agit de corrélations qui devraient se lire 0,XX

Tableau 126:: Variance, corrélation 1 item-total pour l'échelle mésadaptation # s2 Ht 11 89 43 Menace 12 46 37 Agresse ph. 13 35 37 Endomage 14 58 37 Dérange 15 1,90 43 Blasphème 16 1,21 53 Règlements 17 46 41 Fugue 18 70 34 Malhonnête 19 97 33 Répétitifs 20 23 24 Vêtements 21 39 19 Auto. 22 1,31 43 Hyper 23 29 26 Sex 24 59 33 Isol. 25 97 30 Inactif 26 03 22 Ag. sex. 27 45 32 Suicide 28 08 31 Feu

Alpha 76 1 La virgule a été omise devant les chiffres; il s'agit de corré ations qui devraient se lire 0,XX

1 1 4

Tableau 127 Moyenne et variance des items de l'échelle Habiletés fonctionnelles Item moyenne variance

1 1.37 0,33 2 1.13 0,13 3 1,09 0,12 4 1.01 0,01 5 1.12 0,16 6 1,04 0,09 7 1,03 0,05 8 1.11 0,15 9 1,63 0,94

10 2,45 0,96 Score total 12,98 2,37

Tableau 128: Moyenne et variance des items de l'échelle Mésadaptation Item moyenne variance

11 1,55 0,89 12 1,36 0,46 13 1.31 0,35 14 1,33 0,58 15 2,31 1,90 16 1,63 1.21 17 1.42 0,46 18 1,44 0,70 19 1,49 0,97 20 1.16 0,23 21 1,30 0,39 22 1,95 1.31 23 1.17 0,29 24 1.75 0,59 25 1.79 0,97 26 1,02 0,03 27 1,46 0.45 28 1,06 0,08

Score total 26,49 6,48

Tableau 129 : Moyenne et variance des items de l'échelle Habiletés interactives Item moyenne variance

29 1,29 0,53 30 1.17 0,25 31 1,08 0,13 32 1.12 0,14 33 1,04 0,06 34 1,23 0,27

Score total 6,93 1.77

Tableau 130 : Corrélations convergentes et discriminantes des trois échelles du K aux deux moments de mesure du test-retest

Moment 1 Moment 2 Aut. fonc Mésadap Hab. int. Aut. fonc Mésadap Hab. int.

Aut. fonc ,04 ,34 .74 ,24 .32 Mésadap -.06 -,12 ,84 -,04 Hab. int. .50 ,13 .91 Aut. fonc ,05 .51 Mésadap .09 Hab. int. -