Mini Nutritional Assessment : une étude de reproductibilité en institution pour personnes âgées

SOiNS GÉRONTOLOGIE - no 97 - septembre/octobre 2012 17

savoirs et pratiques

La dénutrition protéino-éner-gétique est un état fréquem-

ment rencontré en gériatrie et dont la prévalence augmente avec l’âge. Elle est de 4 à 10 % chez les personnes âgées vivant à domicile, de 15 à 38 % chez celles vivant en institution et de 30 à 70 % chez les malades âgés hospitalisés [1]. La dénutrition représente l’un des premiers facteurs de perte de qualité de vie et participe au processus de fragilisation de la personne âgée [2]. Elle doit être recherchée de façon systématique dans le cadre du suivi des patients âgés [3].z Il n’existe pas actuellement de consensus sur l’utilisa-tion d’outils spécifiques de détection de la dénutrition.La conception de tels outils doit se baser sur des critères de vali-dité (sensibilité et spécifi cité), de faisabilité (coût et temps de passation), et de fi abilité (repro-ductibilité). Le Mini Nutritional Assessment (MNA), mis au point en 1994 par une équipe interna-tionale, a été validé en gériatrie

avec une sensibilité de 96 % et une spécifi cité de 98 % [4]. Ce test est basé sur 18 questions, avec une section de détection rapide restreinte aux six pre-miers items (MNA-Short Form [MNA-SF]). Il est simple d’utili-sation, ne faisant intervenir que des paramètres cliniques. La durée d’administration du ques-tionnaire complet est de 10 à 15 minutes et sa réalisation est peu coûteuse [5]. Seule sa reproduc-tibilité inter-observateur avait été étudiée auparavant [6,7]. z L’objectif de ce travail était d’étudier la reproductibilité interobservateur mais aussi intraobservateur du MNA en établissement d’hébergement pour personnes âgées dépen-dantes (Ehpad).

MÉTHODES

Population étudiée L’ensemble des patients ayant résidé dans un Ehpad du Rhône (“Les Acanthes”), entre les mois de mars et de juin 2010 et

appartenant aux groupes iso-ressources (GIR) 4 à 6, ont été inclus dans l’étude. L’échantillon comportait trois hommes et 31 femmes, et leur âge moyen était de 83 ans (± 1,8 ans). Leur GIR moyen était de 4,35 (± 0,09).

Recueil des données Pour les 34 patients inclus, le MNA a été administré par deux cliniciens différents à trois reprises au total : une première fois par le médecin coordonna-teur de l’Ehpad puis deux fois par un médecin généraliste extérieur à l’établissement (observateur externe). La comparaison des données entre les deux cliniciens a permis d’évaluer la reproductibilité inte-robservateur, et la comparaison entre les deux évaluations de l’observateur externe a permis d’évaluer la reproductibilité intraobservateur du test. Le délai moyen entre les administrations du test était de 3,6 jours pour les deux observateurs et de 5,2 jours pour l’observateur externe.

étude clinique

Mini Nutritional Assessment :une étude de reproductibilité en institution pour personnes âgées

CLÉMENT GONZALEZ MURIEL RABILLOUD

NOËLLE BONNETAIN

MARC BONNEFOY

LAURENT LETRILLIART

z Le Mini Nutritional Assessment (MNA), échelle la plus utilisée en pratique clinique pour la détection de la dénutrition, a été validé en milieu hospitalier z Sa reproductibilité en établissement d’hébergement pour personnes âgées dépendantes a été évaluée et est globalement acceptable, mais certains items mériteraient d’être davantage standardisés.

Mini Nutritional Assessment: a reproducibility study in nursing institutions for the elderly. The Mini Nutritional Assessment (MNA), the most used scale for detecting undernutrition in clinical practice, has been validated in the hospital setting. We have evaluated its reproducibility in a French nursing home for dependent elderly people. It is globally acceptable, but some items should be more standardized.

MOTS CLÉS

• Dénutrition

• Institution

• Mini Nutritional Assessment

• Reproductibilité

KEYWORDS

• Mini Nutritional Assessment

• Nursing home

• Reproducibility

• Undernutrition

© 2012 Elsevier Masson SAS. Tous droits réservéshttp://dx.doi.org/10.1016/j.sger.2012.07.002

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Le MNA complet permet d’éta-blir un score variant de 0 à 30, classant les patients en trois caté-gories : sains (24-30), à risque de dénutrition (17-23,5) ou dénu-tris(<17). Il a été renseigné dans son intégralité pour tous les patients inclus. L’étude s’étant déroulée dans un établissement pour personnes âgées dépen-dantes, l’item concernant le degré de dépendance à domicile a été systématiquement coté « 0 » pour l’ensemble des résidents.z Les investigateurs n’avaient reçu aucune consigne parti-culière quant à la réalisation du test et disposaient du dossier médical informatisé de chaque patient. Les rares événements intercurrents importants (hospitalisation, changement thérapeutique, maladie aiguë), survenus entre la réalisation des différents tests et associés à l’un des items du MNA, n’ont pas été pris en compte lors de la deuxième réa-lisation du test, afi n de diminuer le biais potentiel lié au délai entre les observations.

Analyse statistique Pour mesurer le degré de concordance entre deux obser-vations, nous avons calculé le coeffi cient kappa, selon la for-mule : κ=(Po - Pe)/(1 - Pe), où Po est la proportion d’accord observée et Pe la proportion d’accord aléatoire [8]. Ce coeffi -cient permet d’estimer l’accord entre deux observations faites soit par deux cliniciens diffé-rents (accord interobservateur) soit par un même clinicien (accord intraobservateur). L’ac-cord est habituellement estimé excellent pour des valeurs de kappa supérieures à 0,81, fort entre 0,61 et 0,80, modéré entre 0,41 et 0,60, faible entre 0,21 et 0,40 et très faible pour des valeurs inférieures à 0,20 [9]. Un “test z”

a été utilisé afi n de comparer le kappa interobservateur et le kappa intraobservateur, avec un seuil de signifi cation de 5 % [10].

RÉSULTATS

Reproductibilité globale du MNALa reproductibilité globale est rapportée dans le tableau 1 ( tableau 1) . Pour le MNA complet , la concordance interobservateur était modé-rée (κ=0,57) et la concor-dance intra-observateur forte (κ=0,78), sans différence signi-ficative entre les deux valeurs (p=0,19). L’analyse restreinte au MNA-SF montrait des concor-dances inter et intraobservateur fortes (respectivement κ=0,71 et κ=0,82). Les désaccords entre les obser-vations, à propos des reproduc-tibilités interobservateur ou intraobservateur, concernaient toujours des catégories conti-guës. En effet, aucun patient n’a été classé dans les deux catégo-ries extrêmes (sain versus dénutri) lors des différentes observations.

Reproductibilité par item du MNAz La concordance intraobser-vateur était modérée pour deux items (évaluation subjec-tive de l’état de santé et perte d’appétit), forte pour quatre items (circonférence brachiale, apports protéiques, niveau d’hydratation et évaluation subjective de l’état nutritionnel), et excellente pour les douze autres items (tableau 2).z La concordance interob-servateur était nulle pour

six items (présence d’escarres ou de plaies cutanées, niveau de motricité, consommation de fruits et légumes, apports protéiques, perte d’appétit et niveau d’hydratation), modé-rée pour quatre items (circon-férence du mollet, existence d’une maladie aiguë ou d’un stress psychologique récent, évaluation subjective de l’état nutritionnel et de l’état de santé), forte pour trois items (circonférence brachiale, perte de poids et présence de problèmes neuro-psychologiques), et excel-lente pour cinq items (indice de masse corporelle, degré de dépen-dance à domicile, nombre de médicaments, nombre de repas, manière de se nourrir).z La concordance inter-obser-vateur était signifi cativement inférieure à la concordance intra-observateur pour sept items (la circonférence du mol-let, l’existence d’une maladie aiguë ou d’un stress psychologique récents, le niveau de motricité, la présence de problèmes neuro-psychologiques, la présence d’ escarres ou de plaies cutanées, le niveau d’hydratation et les apports protéiques).

DISCUSSION

Un outil globalement reproductibleAlors que la fiabilité d’un tel outil repose essentiellement sur sa reproductibilité glo-bale, les principales études réalisées jusqu’à présent ont seulement montré une repro-ductibilité interobservateur satisfaisante du MNA (κ=0,51

TABLEAU 1. Reproductibilité globale du MNA et de sa version courte (MNA-SF)

MNA MNA-SF

Kappa intra-observateur 0,78 (0,59-0,98) 0,82 (0,62-1)

Kappa inter-observateur 0,57 (0,31-0,82) 0,71 (0,48-0,93)


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dans l’étude de Gazzotti et Coll. et κ pondéré=0,78 dans l’étude de Bleda et Coll.) [6,7], sans évaluer sa reproductibilité intraobservateur. Notre travail met en évidence une reproduc-tibilité intraobservateur forte (κ=0,78), associée à une repro-ductibilité interobservateur modérée (κ=0,57), l’ensemble assurant une reproductibilité globalement acceptable du MNA complet. La reproductibilité du MNA-SF est apparue élevée (κ interob-servateur=0,71 et κ intraobser-vateur=0,82), plutôt meilleure que celle du MNA complet, bien qu’il n’existe pas de différence signifi cative. En outre, le MNA-SF permet aussi de classer les

patients en trois catégories : sains, à risque de dénutrition ou dénutris [11]. Il a une validité acceptable par rapport au MNA complet, attestée par une bonne concordance des classements obtenus avec les deux tests (79,9 % dans l’étude de Kaiser et Coll. [11] et 94,1 % dans notre étude). Il apparaît être un outil particulièrement adapté en milieu de soins primaires, son temps d’administration étant bien inférieur à celui du MNA complet (moins de 5 minutes ver-sus 10 à 15 minutes) [5,11].

Certains items de faible reproductibilitéLa reproductibilité du MNA est le refl et de variabilités qui trouvent

leur origine au niveau du sujet testé (variabilité du patient) et au niveau de l’interprétation des réponses au test (variabilité de l’observateur). Les items les plus exposés à ces deux types de variabilités peuvent infl uencer la fi abilité globale du test. z On peut considérer que

la variabil ité du pat ient in fl uence essentiellement les items pour lesquels à la fois les reproductibilités inter et intraobservateur étaient infé-rieures aux reproductibilités globales du MNA complet. Cinq items étaient concernés : les apports protéiques, la perte d’appétit, le niveau d’hydrata-tion, l’évaluation subjective de l’état nutritionnel et celle de

RÉFÉRENCES

[1] Ferry M, Alix E, Brocker P et al. Epidémiologie de la dénutrition. In : Ferry M, Alix E, Brocker P et al. Nutrition de la personne âgée 3e édition. Paris: Masson; 2007: p. 93-102.[2] Fried LP, Tangen CM, Walston J, et al. Frailty in older adults: evidence for a phenotype. J Gerontol A Biol Sci Med Sci 2001;56:M146-56.[3] Cudennec T, Lagrandeur J, Moulias S, et al. Faut-il s’intéresser au statut nutritionnel des patients âgés ? Soins Gérontol 2011;16:24-6.[4] Vellas B, Guigoz Y, Garry PJ, et al. The Mini Nutritional Assessment (MNA) and its use in grading the nutritional state of elderly patients. Nutrition 1999;15:116–22.[5] Vellas B, Villars H, Abellan G, et al. Overview of the MNA - Its history and challenges. J Nutr Health Aging 2006;10:456-463.[6] Gazzotti C, Pepinster A, Petermans J, et al. Interobserver agreement on MNA nutritional scale of hospitalized elderly patients. Nutrition, Health & Aging 1997;1:23-7.[7] Bleda MJ, Bolibar I, Parés R, et al. Reliability of the Mini Nutritional Assessment (MNA) in institutionalized elderly people. J Nutr Health Aging 2002;6:134-7.[8] Cohen J. A Coeffi cient of Agreement for Nominal Scales. Educ Psychol Meas 1960;20:37-46.[9] Landis JR, Koch GG. The Measurement of Observer Agreement for Categorical Data. Biometrics 1977;33:159-74.[10] Blum A, Feldmann L, Bresler F, et al. Intérêt du calcul du coeffi cent kappa dans l’évaluation d’une méthode d’imagerie. J Radiol 1995;76:441-3.[11] Kaiser MJ, Bauer JM, Ramsch C, et al. Validation of the Mini Nutritional Assessment short-form (MNA-SF): a practical tool for identifi cation of nutritional status. J Nutr Health Aging 2009;13:782-8.[12] Desgranges B, Eustache F, Rioux P. Effets de l’âge et du niveau d’étude sur différents sous-systèmes mnésiques. L’Année Psychologique 1994;94:345-67.

TABLEAU 2. Comparaison des reproductibilités inter et intraobservateur des 18 items du MNA

ItemKappa inter-observateur

Kappa intra-observateur

p

Évaluation anthropométrique

Indice de masse corporelle (IMC) 0,92 1,00 0,31

Circonférence brachiale 0,79 0,79 1,00

Circonférence du mollet 0,56 0,92 0,04

Perte de poids 0,64 1,00 0,13

Évaluation globale Indépendance au domicile 1,00 1,00 1,00

Prise de plus de trois médicaments 0,87 1,00 0,31

Maladie aiguë ou stress psychologique récent

0,51 1,00 < 0,01

Niveau de motricité (0,29) 0,93 < 0,01

Problèmes neuropsychologiques 0,71 1,00 0,01

Escarres ou plaies cutanées (0,15) 1,00 < 0,01

Évaluation diététique Nombre de repas par jour 1,00 1,00 1,00

Consommation de fruits et légumes (0,48) 0,84 0,29

Apports protéiques (-0,05) 0,72 < 0,01

Perte d’appétit (0,20) 0,53 0,22

Niveau d’hydratation (0,30) 0,71 0,05

Dépendance pour s’alimenter 1,00 1,00 1,00

Évaluation subjective État nutritionnel 0,46 0,74 0,23

État de santé 0,53 0,58 0,78

Les valeurs de kappa entre parenthèses ne diffèrent pas signifi cativement de zéro.

Les valeurs en gras indiquent une différence statistiquement signifi cative.


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l’état de santé. Les trois pre-miers items correspondent à une évaluation diététique qui fait appel à la mémoire du patient. Sachant qu’il existe un effet délétère de l’âge et d’un faible niveau socio-profession-nel sur la mémoire à court terme [12], le recours à une fi che de surveillance alimentaire ren-seignée par un tiers pourrait s’avérer utile pour certains patients [13]. Les deux autres items reposent sur l’évaluation subjective du patient lui-même, qui est rendue diffi cile lorsqu’il existe des troubles cognitifs [14]. Lorsque le patient ne comprend pas correctement ces deux ques-tions, il semble préférable de cocher la rubrique « ne sait pas ». z En revanche, on peut consi-

dérer que les items infl uencés par la variabilité de l’observa-teur sont ceux dont la repro-ductibilité interobservateur était significativement infé-rieure à la reproductibilité intraobservateur. Sept items étaient concernés : un item de l’évaluation anthropomé-trique (la circonférence du mollet), quatre items de l’éva-luation globale (existence d’une maladie aiguë ou d’un stress psychologique récents, niveau de motricité, existence de problèmes neuro-psycho-logiques, présence d’escarres ou de plaies cutanées) et les deux items de l’évaluation dié-tétique (apports protéiques et niveau d’hydratation). L’accord modéré entre les deux obser-vateurs pour la mesure de la circonférence du mollet peut s’expliquer par une technique de mesure imparfaite. Les cli-niciens doivent donc être for-més aux techniques de mesures standardisées et les pratiquer régulièrement ; cette mesure doit être réalisée du côté gauche en prenant le périmètre le plus

important [15]. La réponse aux items de l’évaluation globale est largement dépendante de l’in-terprétation subjective du cli-nicien, qui peut être à l’origine de discordances. La fi abilité du test pourrait être améliorée en utilisant des mesures plus objec-tives pour ces items, en particu-lier le Mini Mental State (MMS) pour les troubles cognitifs, le périmètre de marche pour la motricité, la classification en quatre stades proposée par le National Pressure Ulcer Advisory Panel pour la description des escarres. Enfi n, l’absence d’ac-cord constaté entre les deux observateurs pour les deux items de l’évaluation diététique résulte de la diffi culté à quan-tifier la prise de boisson quo-tidienne en nombre de verres et les apports protéiques selon une combinaison complexe distinguant laitages, œufs ou légumineuses et viande ou pois-son. Simplifi er cette évaluation diététique pourrait permettre d’améliorer la reproductibilité du MNA.

LIMITES DE L’ÉTUDE

Les hommes étaient sous repré-sentés dans notre échantillon. Cependant il n’y a pas d’argu-ment ni d’étude ayant établi que le sexe des patients puisse influencer la reproductibilité du MNA. Tout au plus, le désé-quilibre du sex ratio (1 pour 9) était probablement à l’origine d’un âge moyen plus élevé, ce qui a pu influencer indirecte-ment la variabilité liée au patient.Le manque de puissance de l’étude, suggéré par la largeur des intervalles de con fiance autour des coeffi cients kappa, a pu masquer de faibles diffé-rences entre les reproductibili-tés inter et intraobservateur.

L’évaluation des reproductibili-tés n’a été faite qu’avec deux observateurs, limitant la validité externe de l’étude.Le coeffi cient kappa de concor-dance dépend de la prévalence des signes observés et peut donc apparaître limité. Ce cas de fi gure a été observé pour l’item perte de poids, avec une proportion d’ac-cord entre les deux observateurs de 91% et un coeffi cient kappa de 0,64, lié au fait que seuls quatre patients sur 34 avaient perdu du poids récemment.

CONCLUSION

Le MNA complet présente une reproductibilité globalement acceptable. Cependant, sa sim-plicité ne doit pas faire oublier les conditions indispensables à sa réalisation, notamment la connaissance des techniques de mesures des indices anthropo-métriques et une utilisation régulière de l’outil. Les résultats du test devraient être interpré-tés avec précaution chez les patients présentant des troubles cognitifs. Dix items mériteraient d’être davantage standardisés, car ils peuvent limiter la repro-ductibilité du test. Le MNA-SF paraît plus adapté en soins pri-maires que le MNA complet, du fait d’une fiabilité au moins équivalente et d’un temps d’ad-ministration plus court. n

Déclaration d’intérêts : les auteurs déclarent ne pas avoir de confl it d’intérêts en relation avec cet article.

LES AUTEURS

Clément Gonzalez,département de médecine générale, université Lyon-1,69373 Lyon, France,Muriel Rabilloud, département de biostatistique, hospices civils de Lyon,69003 Lyon, France,Noëlle Bonnetain,médecin coordonnateur, Ehpad « Les Acanthes », Vaulx-en-Velin (69120),Marc Bonnefoy, service de médecine gériatrique, centre hospitalier, faculté de médecine Lyon-Sud, université Lyon-1,69373 Lyon, France,Laurent Letrilliartdépartement de médecine générale, université Lyon-1,69373 Lyon, [email protected]

Remerciements : Nous sommes reconnaissants au docteur Christine Passerat-Boulade pour son soutien logistique.

[13] Durand-Roger S. Évaluation du risque de dénutrition. Soins Gérontol 2011;16:27-30.[14] Kaiser R, Winning K, Uter W, et al. Comparison of two different approaches for the application of the mini nutritional assessment in nursing homes: resident interviews versus assessment by nursing staff. J Nutr Health Aging 2009;13:863-9.[15] Sicotte M, Ledoux M, Zunzunegui M, et al. Reliability of anthropometric measures in a longitudinal cohort of patients initiating ART in West Africa. BMC Med Res Methodol 2010;10:102.

RÉFÉRENCES (SUITE)


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