Validation d`une troisième liste de mots pour l`épreuve Rappel libre

Journal Identification = PNV Article Identification = 0416 Date: September 3, 2013 Time: 11:20 am
Article original
Geriatr Psychol Neuropsychiatr Vieil 2013 ; 11 (3): 317-22
Validation d’une troisième liste de mots
pour l’épreuve Rappel libre/Rappel indicé
à 16 items (RL/RI-16) : présentation
de la liste C et étude de fidélité
An alternative word-list for the Free and cued selective
reminding test (FCSRT): list presentation and reliability study
Ralitsa Stoykova
Fanny Matharan
Nadine Raoux
HÉlÈne Amieva
Inserm, U897, Bordeaux, France
<ralitsa.stoykova@
isped.u-bordeaux2.fr>
Tir´ es ` a part :
R. Stoykova
Résumé. L’épreuve Rappel libre/Rappel indicé à 16 items (RL/RI-16) constitue une épreuve
clé dans l’évaluation des troubles mnésiques du sujet âgé. Pour objectiver un déclin mné-
sique et poser un diagnostic, il est souvent nécessaire de s’appuyer sur plusieurs évaluations
successives. Il est donc important de disposer de plusieurs listes de mots afin de pouvoir
répéter le RL/RI-16 dans le temps sans effet test-retest. Actuellement, les cliniciens dis-
posent de deux listes de mots : la liste A initialement validée et une liste parallèle appelée
liste B. L’objectif de cette étude est donc de valider une seconde liste alternative (liste C).
L’échantillon est composé de 222 participants sains de tout âge (min : 17 ans - max : 84
ans), dont 57 % de femmes et 71 % de sujets ayant un niveau Bac ou plus. Les participants
ont été testés deux fois au moyen de deux listes (A et C) à deux mois d’intervalle et dans
un ordre contrebalancé. Les résultats montrent qu’il n’existe pas de différence significative
entre les deux listes, ni pour les scores de rappel ni pour les scores de reconnaissance.
La seule différence concerne le nombre d’intrusions légèrement supérieur pour la liste C.
La mise à disposition d’une 3eliste pour le RL/RI-16 est un atout supplémentaire pour ce
test ayant déjà de nombreux intérêts en pratique clinique et devrait en particulier contribuer
à minimiser les effets de test-retest dans les situations où le RL/RI-16 doit être répété au
cours du suivi d’un patient.
Mots clés : RL/RI-16, liste alternative, étude de fidélité
Abstract. The Free and cued selective reminding test (FCSRT) is one of the most effective
neuropsychological test used to assess verbal memory in elderly people with memory
problems. There are currently two lists of words: the initial French version (list A) and an
alternative one (list B). However, diagnosing early Alzheimer’s disease in memory clinics
often requires more than two evaluations, particularly in patients with very mild cognitive
symptoms and patients with young onset disease. Usually, memory tests can be affected
by practice effect, so several expositions of the same list of words could limit its clinical
utility. The aim of our study was to create and validate a second alternative version (list C).
The study sample was composed of 222 healthy volunteers aged from 17 to 84 years with
a mean age of 44.6 years of whom 57% were females and 71% had a higher education.
Within a two-month interval, each subject performed the test with one word-list and then
the second one. The order of lists presentation was counterbalanced. Our findings indicate
that the new alternative list (list C) is equivalent to the initial list of word (list A) for all the
recall and recognition subscores, except the number of intrusive errors. This new list of
words should be helpful to minimise potential practice effect and better assess memory
decline in situations where the FCSRT has to be repeated across follow-up.
Key words: FCSRT, alternative list, reliability study
Avec les avancées de la recherche sur les critères
diagnostiques cliniques de la maladie d’Alzheimer
(MA) au stade prodromal [1, 2], la problématique
du diagnostic précoce de la MA se pose de plus en plus
souvent dans la pratique clinique quotidienne. Plusieurs
travaux ont montré qu’il existe une longue phase prodro-
male de la MA caractérisée par l’apparition d’altérations
cognitives bien avant le stade démentiel [2-4]. L’amnésie
épisodique antérograde est l’un des marqueurs à la fois les
plus précoces et les plus patents de la MA [5, 6]. Il est
doi:10.1684/pnv.2013.0416
Pour citer cet article : Stoykova R, Matharan F, Raoux N, Amieva H. Validation d’une troisième liste de mots pour l’épreuve Rappel libre/Rappel indicé à
16 items (RL/RI-16) : présentation de la liste C et étude de fidélité. Geriatr Psychol Neuropsychiatr Vieil 2013; 11(3) :317-22 doi:10.1684/pnv.2013.0416 317
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R. Stoykova, et al.
donc nécessaire d’objectiver les déficits de mémoire à l’aide
de tests qui, grâce à l’utilisation de l’indic¸age sémantique,
coordonnent l’acquisition et la récupération d’information
épisodique [3, 5, 7].
Dans la pratique actuelle, le test de Rappel libre/Rappel
indicé à 16 items (RL/RI-16) [8] adapté du Free and cued
selective reminding test (FCSRT) [9] constitue l’une des
épreuves clés de l’examen de la mémoire épisodique chez
les personnes âgées venant en consultation pour une suspi-
cion de MA. La procédure de passation de ce test se déroule
comme suit : la liste de mots se compose de 16 mots appar-
tenant à 16 catégories sémantiques. La tâche débute par
une phase d’encodage sémantique catégoriel. Sont ensuite
réalisés : un rappel immédiat, trois rappels libres/indicés, la
tâche de reconnaissance et un rappel différé libre/indicé.
Ce test permet de distinguer les déficits liés à l’altération
du processus d’encodage et ceux liés à l’altération du pro-
cessus de récupération de l’information en mémoire à long
terme (MLT). À la différence des tests existants, le RL/RI-
16 permet de contrôler les processus de l’encodage et de
récupération grâce au fait qu’il opérationnalise deux notions
théoriques : le concept de profondeur d’encodage [10] et le
principe d’encodage spécifique [11]. Selon le concept de
profondeur de l’encodage, plus une information est enco-
dée en profondeur, plus la trace mnésique est forte et
durable. En l’occurrence, la procédure du RL/RI-16 conduit
le patient à effectuer un encodage dit profond dans la
mesure où la phase d’acquisition implique un traitement et
une catégorisation sémantique de chaque mot. L’encodage
sémantique entraîne par conséquent la création de traces
épisodiques élaborées et différenciées, ce qui augmente
leurs probabilités d’accès en MLT ultérieures. Le principe
d’encodage spécifique réside dans le fait que la représen-
tation de l’information en mémoire épisodique dépend de
fac¸on critique des conditions dans lesquelles elle s’est cons-
tituée. Selon ce principe, la récupération de l’information
est dynamique dans le sens où elle résulte de l’interaction
entre des sources d’informations différentes : la trace mné-
sique spécifiquement encodée et les indices contextuels
présents au moment de la récupération [12]. Cette propriété
de la mémoire épisodique est mise à contribution dans le
test RL/RI-16 car, en cas d’échec au rappel libre, le clinicien
présente les mêmes indices catégoriels au moment du rap-
pel indicé que ceux utilisés lors de la phase d’encodage. Cet
indic¸age sémantique lors du rappel indicé permet de faire
la distinction entre les déficits cognitifs d’encodage et de
récupération de l’information épisodique.
L’étude de Sarazin et al. [13] a montré que les déficits
au rappel libre, un rappel total bas et une moindre efficacité
de l’indic¸age peuvent identifier les malades atteints d’une
MA prodromale parmi une série de patients présentant des
troubles cognitifs légers avec une sensibilité de 79,7 % et
une spécificité de 89,9 %. Des études antérieures avaient
déjà montré la pertinence de ce test pour discriminer les
patients déments de sujets normaux [5, 14-17]. De plus,
le test RL/RI-16 apporte des arguments intéressants pour
le diagnostic différentiel des démences [18, 19]. Pillon et
al. [20], par exemple, ont montré que les patients Alzhei-
mer bénéficiaient peu des indices de récupération alors que
dans d’autres pathologies neurodégénératives (Parkinson,
Huntington), ces indices s’avéraient efficaces.
Habituellement, afin de déterminer si une personne pré-
sente un score pathologique au RL/RI-16, les cliniciens uti-
lisent des indices psychométriques tels que les seuils issus
des travaux de Sarazin et al. (40/48 pour les rappels totaux
ou 17/48 pour les trois rappels libres) ou bien les scores au
10epercentile des normes pour la liste A, issus d’un grand
échantillon représentatif de la population âgée [21].
Nous devons à Van der Linden et al. [22, 23] l’adaptation
en langue franc¸aise du test proposé initialement par Grober
et Buschke [9]. La version actuelle du RL/RI-16 ne met à
disposition des cliniciens que deux listes (A et B). Or, des
études ont montré qu’il existe des problèmes méthodo-
logiques non négligeables avec les tests répétés utilisant
une même mesure neuropsychologique chez les personnes
âgées non démentes [24-29]. Il s’agit de l’effet test-retest,
c’est-à-dire l’effet sur les performances du patient dû à la
répétition de la passation du test. Les variations dans les
scores de retest pourraient alors masquer l’effet d’autres
changements, si bien que, par exemple, une augmentation
dans les scores ne refléterait pas nécessairement une amé-
lioration dans le fonctionnement cognitif du patient, et la
conservation d’un score similaire n’indiquerait pas nécessai-
rement une absence de déclin dans la mesure où l’effet lié
à la pratique du test (practice effect) pourrait contrebalancer
le déclin cognitif [24].
En pratique clinique, le RL/RI-16 s’avère être un test
très utile pour détecter les déficits spécifiques de cer-
taines pathologies neurodégénératives. Malgré l’avancée
des connaissances, le diagnostic de la MA reste difficile
et souvent porté tardivement. L’étude de Bond [30] a
montré qu’en France, le délai moyen entre les premiers
symptômes rapportés et le diagnostic formellement posé
était de 24 mois. Pour certains patients, ce délai est plus
important, notamment pour les patients présentant des
troubles cognitifs légers ou les patients jeunes présentant
des troubles débutant de plus en plus tôt. Cela implique
des évaluations répétées et donc une surexposition aux
tests neuropsychologiques, ce qui constitue un biais impor-
tant dans l’interprétation des résultats. De fait, la validation
d’une troisième liste de mots pour le RL/RI-16 devrait per-
mettre de minimiser ce biais.
318 Geriatr Psychol Neuropsychiatr Vieil, vol. 11, n ◦3, septembre 2013
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Test de Rappel libre/Rappel indicé à 16 items
Il paraît donc important que, pour un test si couram-
ment utilisé comme le RL/RI-16, amené de surcroît à être
répété dans le cas d’une suspicion de MA débutante ou
prodromale, les cliniciens aient plusieurs listes de mots à
leur disposition. Il s’agit de diminuer les probabilités d’un
effet test-retest qui tendrait à affecter de manière signifi-
cative leurs performances, et par conséquent, la précision
du diagnostic. L’objectif principal de cet article est donc de
valider une troisième liste (liste C) pour le test RL/RI-16.
Méthodes
Participants
L’échantillon de cette étude était composé de 222 par-
ticipants volontaires âgés de 17 à 84 ans sans pathologie
cérébrale ou psychiatrique avérée.
Matériel
Les 16 mots de la liste C ont été sélectionnés, comme
dans les versions précédentes, à partir de la base de don-
nées Brulex [31] répertoriant un ensemble de paramètres
lexicaux pour les mots de la langue franc¸aise. Les mots ont
été choisis en fonction de la catégorie sémantique et la fré-
quence lexicale. Une fourchette de fréquences lexicales a
été établie pour chacune des catégories à partir des mots
inclus dans les listes A et B. Par exemple, pour la catégorie
poisson, la fréquence lexicale du mot hareng (liste A) est de
221, celle du mot sardine (liste B) est de 319. Le poisson
retenu pour la liste C est le maquereau ayant une fréquence
lexicale de 306 qui se trouve dans la fourchette établie (221-
319). Comme pour les listes A et B, les mots prototypiques
de chaque catégorie ont été écartés.
De même, la liste de reconnaissance (à 32 items) com-
prenait les 16 mots de la liste C et 16 distracteurs neutres.
Les 16 mots ont été répartis sur quatre planches (feuille
A4 standard, présentée en mode paysage) de quatre mots
(écrits en police de caractère «Times », taille 80, format
italique et non gras). Les mots ont été présentés dans
le même ordre pour tous les sujets. La première fiche
comprend les mots suivants : cravate, bégonia, peluche,
maquereau ; la deuxième fiche : couturier, framboise, accor-
déon, bronze ; la troisième : mouette, oseille, aviron, palmier
et la quatrième : buffet, flamenco, chimie et asthme.
Procédure de passation
Le test a été proposé par des examinateurs qualifiés
(psychologues diplômés) maîtrisant la procédure de passa-
tion du test RL/RI-16, décrite par Van der Linden et al. [23].
Tous les participants étaient vus deux fois et chacun d’entre
eux a réalisé les deux listes (liste A et liste C) dans un inter-
valle de deux mois (+ ou – une semaine). Afin de contrôler
un éventuel effet d’ordre, l’ordre de passation des listes a
été contrebalancé : 132 sujets (59 %) ont appris d’abord la
liste A, puis deux mois plus tard la liste C ; les autres 90
sujets (41 %) ont appris d’abord la liste C puis deux mois
plus tard la liste A. La tâche de reconnaissance a été admi-
nistrée à un sous-échantillon composé de 70 personnes.
Analyse statistique
Afin de tester l’équivalence des listes, un test Z pour
données appariées a été effectué, au seuil ␣de 5 %, dans
le but de comparer les scores moyens obtenus à la liste A
et ceux obtenus à la liste C. Les comparaisons concernaient
les mesures suivantes : les rappels libres (RL1, RL2, RL3,
RLD), les rappels totaux (RL1+RI1, RL2+RI2, RL3+RI3,
RLD+RID), la tâche de reconnaissance et les intrusions. De
plus, le coefficient de corrélation de Pearson a été calculé
afin de tester la force de l’association entre les deux listes.
Résultats
L’âge moyen des sujets était de 44,6 ans (ET = 18,4
ans). Parmi nos participants, 57 % étaient des femmes et
71 % avaient le Bac (tableau 1).
Le tableau 2 présente les scores moyens et les écarts
types obtenus à la liste A et à la liste C :
- rappel immédiat : les sujets restituaient en moyenne 15,6
mots de la liste A et 15,5 mots de la liste C ;
- rappel1:aurappel libre, les sujets rappelaient en
moyenne 10,4 mots de la liste A contre 10,1 mots de la liste
C. De même, le score moyen de rappel total (RL1+RI1) de la
liste A (15,2) n’était pas significativement différent du score
moyen total de la liste C (15,2) ;
Tableau 1. Caractéristiques de l’échantillon (n = 222).
Table 1. Caracteristics of the study sample (n=222).
N (%)
Sexe
Hommes 96 (43 %)
Femmes 126 (57 %)
Age moyen en nombre d’années (écart type) 44,6 (18,4)
Min 17
Max 84
Niveau d’études
Niveau Bac et plus 157 (71 %)
Niveau primaire et technique court 65 (29 %)
Ordre de passation des listes
Liste A puis liste C 132 (59 %)
Liste C puis liste A 90 (41 %)
Geriatr Psychol Neuropsychiatr Vieil, vol. 11, n ◦3, septembre 2013 319
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R. Stoykova, et al.
Tableau 2. Comparaison des scores moyens obtenus à la liste de base (liste A) et ceux obtenus à la liste parallèle (liste C) pour les différents
rappels (immédiat, libres et totaux) et le nombre d’intrusions (n = 222).
Table 2. Comparison of mean scores for recall between each list of words.
Liste de base (liste A) Liste parallèle (liste C)
ZP-value
Moyenne Écart type Moyenne Ecart type
Rappel immédiat 15,6 0,7 15,5 0,8 1,57 0,12
Rappels libres
RL1 10,4 2,4 10,1 2,2 1,76 0,08
RL2 11,9 2,3 11,7 2,2 1,17 0,24
RL3 13,0 2,1 13,0 2,0 -0,12 0,90
RLD 13,4 2,2 13,4 2,1 -0,29 0,77
Rappels totaux
RL1+RI1 15,2 1,3 15,2 1,3 0,05 0,96
RL2+RI2 15,6 1,0 15,7 0,8 -1,81 0,07
RL3+RI3 15,8 0,6 15,9 0,5 -1,13 0,26
RLD+RID 15,8 0,6 15,8 0,8 -0,93 0,35
Intrusions 0,4 1,1 0,8 1,5 -3,15 0,002
RL1 = rappel libre 1 ; RL2 = rappel libre 2 ; RL3 = rappel libre 3 ; RLD = rappel libre différé ; RI1 = rappel indicé 1 ; RI2 = rappel indicé 2 ; RI3 = rappel indicé 3 ;
RID = rappel indicé différé.
- rappel2:aurappel libre, les sujets rappelaient en
moyenne 11,9 mots de la liste A contre 11,7 mots de la
liste C. De même, il n’existait pas de différence significa-
tive entre le rappel total (RL2+RI2) obtenu à la liste A (15,6)
et celui de la liste C (15,7) ;
- rappel3:aurappel libre, les sujets rappelaient en
moyenne 13,0 mots de la liste A et 13,0 mots de la liste C.
De même, il n’existait pas de différence significative entre
les rappels totaux (RL3+RI3) des deux listes (15,8 versus
15,9) ;
- rappel différé : au rappel libre, les sujets rappelaient spon-
tanément en moyenne 13,4 mots de la liste A et 13,4 mots
de la liste C. De même, on n’observait pas de différence
significative entre le rappel différé total (RLD+RID) des deux
listes (15,8 versus 15,8) ;
- intrusions : en moyenne, le nombre d’intrusions était légè-
rement plus élevé pour la liste C (0,8) que pour la liste A (0,4).
Cette différence était significative ;
- tâche de reconnaissance (tableau 3) : il n’existe pas de dif-
férence significative entre les deux listes : le nombre moyen
de mots correctement reconnus pour la liste A est de 15,9
et de 16,0 pour la liste C ;
- la somme des quatre rappels libres (RL1+RL2+RL3+RLD)
de la liste A est très fortement corrélée à la somme des
quatre rappels libres de la liste C (r = 0,8 ; p <0,0001).
Nous avons également cherché à déterminer si les
sujets étaient classés de manière similaire quelle que soit
la liste utilisée. Pour cela, nous avons calculé un score seuil
à l’aide du 10epercentile des performances aux 3 premiers
rappels (libres + indicés). Ce seuil a été ainsi fixé à 44/48
(10epercentile). Les résultats montrent que parmi les 222
personnes de notre échantillon, 94 % des sujets sont clas-
sés au moyen du seuil de 44/48 de la même manière quelle
que soit la liste de mots utilisée.
Discussion
Ce travail avait pour objectif de proposer aux cliniciens
une nouvelle liste parallèle afin de minimiser les biais engen-
drés par les administrations répétées des mots du RL/RI-16
auprès des patients présentant une plainte et faisant l’objet
d’un suivi dans le cadre d’un centre mémoire ou assimilé.
Les résultats de notre étude montrent l’absence de dif-
férence entre la liste A et cette nouvelle liste en ce qui
concerne le rappel immédiat, les rappels libres, les rappels
totaux et la tâche de reconnaissance. La seule différence
significative observée dans notre étude concerne le nombre
d’intrusions. En moyenne, les participants faisaient plus
d’erreurs d’intrusion pour la liste C que pour la liste A, bien
que ce nombre d’intrusions restait cliniquement très faible.
Notre étude montre donc une bonne équivalence entre la
nouvelle liste parallèle (liste C) et la liste de base (liste A).
La liste C s’avère même plus proche de la liste initiale (liste
A) que la deuxième liste validée appelée liste B. La liste
A et la liste B sont fréquemment utilisées en clinique et
considérées comme équivalentes. Cependant dans la lit-
térature francophone, une seule étude s’est intéressée à
l’équivalence entre les différentes versions du RL/RI-16.
Dans cette étude de fidélité, réalisée par l’équipe de Van
der Linden [23], la moitié des participants avaient appris la
liste A, et l’autre moitié la liste B. Les participants étaient
appariés selon l’âge, le sexe et le niveau d’études. Les
résultats montraient l’absence de différence significative
entre les deux listes pour le RL1 et le RL3. En revanche,
les auteurs constataient une différence significative entre
les deux listes pour le RL2 et pour RLD et concluaient à
l’absence d’une équivalence complète entre les deux ver-
sions, en précisant que la liste B s’avérait un peu plus facile
que la liste A.
320 Geriatr Psychol Neuropsychiatr Vieil, vol. 11, n ◦3, septembre 2013
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Test de Rappel libre/Rappel indicé à 16 items
Tableau 3. Comparaison des scores moyens obtenus à la liste de base (liste A) et ceux obtenus à la liste parallèle (liste C) pour la phase
de reconnaissance dans un sous-échantillon (n = 70).
Table 3. Comparison of mean performances for recognition between each list of words (n=70).
Liste de base Liste parallèle
ZP-value
(liste A) (liste C)
Moyenne Écart type Moyenne Écart type
Reconnaissance
Bonnes reconnaissances 15,9 0,3 16,0 0,0 -1,93 0,06
Fausses reconnaissances 0,0 0,2 0,0 0,2 0,00 0,99
Dans sa revue de la littérature sur les formes alternatives
du Rey auditory verbal learning test (RAVLT), Hawkins et al.
[32] ont montré que les études sur ce sujet sont rares et
revêtent de nombreux biais méthodologiques. Rezvanfard
et al. [33] se sont intéressés à l’utilisation répétée d’une
même version du RAVLT versus l’utilisation d’une version
alternative. Ils ont montré que la présentation de la même
liste de mots dans un délai de deux mois était affectée par
le biais lié à la pratique, alors que l’utilisation d’une forme
alternative annulait cet effet. En utilisant les quatre formes
d’un test de mémoire verbale, le Hopkins verbal learning
test revised (HVLT-R) et un test de mémoire non verbal, le
Brief visuo-spatial memory test revised (BVMT-R), Benedict
et Zgaljardic [34] ont montré que l’effet lié à la pratique était
réduit lorsqu’on utilisait une version alternative plutôt que la
même forme et cet effet était encore plus important pour
le test de mémoire verbale. Ainsi, les listes alternatives res-
tent la meilleure solution à l’heure actuelle afin de limiter
l’effet d’apprentissage dans un test de mémoire répété au
cours du suivi, même s’il est important de noter que cet
effet ne peut être totalement supprimé.
Points clés
•Le test de mémoire RL/RI-16 est largement utilisé
en clinique pour la détection des cas de maladie
d’Alzheimer débutante ou prodromale.
•Actuellement les cliniciens disposent de deux listes de
mots (liste A et liste B) qu’ils peuvent être amenés à
répéter au cours du suivi.
•La répétition rapprochée d’une même liste pourrait
représenter un biais pour l’interprétation clinique des
résultats.
•Cet effet lié à la pratique pourrait être minimisé avec
l’utilisation d’une nouvelle liste de mots.
•Grâce à cette étude, une troisième liste de mots (liste
C) est présentée et validée, permettant aux cliniciens de
continuer à utiliser les normes déjà existantes pour la
liste A.
Par conséquent, en validant une nouvelle liste alterna-
tive pour le RL/RI-16, cette étude met à la disposition des
cliniciens un outil permettant de mieux étudier le déclin
mnésique en minimisant l’effet test-retest. L’originalité de
notre travail se trouve dans le design proposé où chaque
sujet est son propre témoin. Cependant, quelques limites
méritent d’être soulignées, notamment la différence entre
les deux listes en ce qui concerne le nombre d’intrusions.
Ceci implique que les données normatives existantes,
élaborées à partir de la liste A [21], ne pourront pas
être utilisées pour le score d’intrusions. À l’exception
de ce score, en revanche, les normes publiées restent
parfaitement valables pour tous les sous-scores du test.
En outre, une comparaison des performances de patients
présentant une MA, interrogés à partir de la liste A et de
la liste C, aurait été également très utile afin de vérifier
l’équivalence des deux listes non seulement sur des sujets
normaux, mais aussi dans une population pathologique.
Ce complément devra être apporté dans une étude
ultérieure.
Conclusion
Le test de mémoire RL/RI-16 est à ce jour un des tests
les plus utiles en pratique clinique, ayant l’avantage d’être
standardisé et validé, et pour lequel nous disposons de
données normatives. Outre ces avantages, le fait de lui
adjoindre une liste alternative supplémentaire nous permet-
tra de mieux faire face aux effets d’apprentissage dans les
situations où le test est répété.
La liste C peut être consultée sur le site de la Société
de neuropsychologie de langue franc¸aise à la rubrique
“outils”http://www.snlf.net/.
Remerciements. Les auteurs remercient Amandine Pastre pour sa
contribution à cette étude.
Liens d’intérêts : aucun.
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