11.2.3.4. Validité prédictive

La validité prédictive du questionnaire ADHD de DuPaul et coll. (1998) a été évaluée pour distinguer les enfants avec des troubles de l’attention de ceux qui ne présentaient pas ces troubles et aussi pour distiguer les enfants Inattentifs des enfants de type Combiné. La population est la même que celle précédemment décrite. Les résultats issus des analyses de régression logistique évaluant l’habileté de la sous-échelle ADHD « Inattention » à différencier les enfants présentant des troubles de l’attention de type Inattentif des enfants contrôles. Les évaluations parents et enseignants, entrées séparément dans ce modèle logistic, étaient prédictives de cette différenciation. L’association entre les évaluations de l’enseignant à l’échelle « Inattentive » et le statut diagnostic était modéré (R = .38) et celle des parents avec cette échelle et le statut diagnostic était basse (R = .26). Ensuite, une autre analyse a été réalisée indiquant si ce modèle logistic répondait à un niveau significatif de prédiction et si la variable additionnelle répondait à une amélioration de la prédiction. Ainsi, les évaluations des enseignants ont été entrées en premier dans l’équation de ce modèle. Les évaluations des parents constituant la variable additonnelle ont amélioré la validité prédictive de l’échelle (χ2 = 6.85, p < .01). La combinaison des évaluations parents et enseignants dans le modèle est classé à 72 % des cas (un peu moins que le pourcentage prédit par les évaluations des enseignants : 74 %).

Des analyses de régression logistique ont été utilisées pour évaluer l’habileté de la sous-échelle Inattention à différencier les enfants de type Combiné des enfants du groupe Contrôle. Les évaluations des parents et enseignants, rentrées séparément, ont été prédictives dans l’adhésion du groupe Combiné versus groupe Contrôle. L’association entre les évaluations des enseignants pour l’échelle « Inattention » et le statut diagnostic était modéré (R = .44). L’utilisation des évluations des enseignants seules a permis de classer 80 % des sujets. En revanche, l’association entre les évaluations des parents à l’échelle « Inattention » et le statut diagnostic était faible (R = .23). Si les évaluations des enseignants sont rentrées en première position dans le modèle, la variable additionnelle (évaluations parentales) ne répond pas à une amélioration prédictive. Ces résultats indiquent que les évaluations des enseignants possèdent un pouvoir nettement supérieur dans la diagnosticité d’un type de trouble de l’attention. D’autres résultats ont été analysés avec un autre échantillon issu de la population scolaire pour établir une valeur prédictive des échelles ADHD dans le milieu scolaire (n = 147 sujets, 48 sont des filles. Neuf ont été exclus en raison d’un traitement médicamenteux. Moyenne d’âge : 9 ans, dispersion allant de 5 à 14 ans). Les groupes ethniques représentés étaient constitués à 29.6 % de afro-américains, à 3.7 % de sujets hispaniques, à 1.2 % de sujets amérindiens, à 2.5 % de sino-américains et à 61.7 % de sujets de type caucasien. 90 % de l’échantillon faisaient parti des classes socio-économiques moyennes (se reporter au manuel ADHD Rating Scale – IV de DuPaul et coll. 1998, pp. 38-39 pour la constitution des groupes d’enfants). Ces résultats issus d’analyses de régression logistique ont suggéré que les échelles « Inattention » et « Hyperactivité-Impulsivité » de l’ADHD de J. DuPaul et coll. (1998) étaient suffisamment discriminantes pour dissocier le groupe des sujets Inattentifs des sujets hyperactifs-Impulsifs. Les analyses de Régression Logistique ont révélé que l’échelle « Inattention » était plus discriminative dans la différenciation des enfants Inattentifs des enfants de type Combiné. Elle a montré également que l’échelle « Hyperactivité-Impulsivité » différenciait les enfants de type Combiné des enfants de type Inattentif. Lorsque les prédictions étaient fondées sur l’échelle « Inattention », les enseignants et parents ont contribué à la même hauteur (respectivement à 75 % et 76 %) et de manière significative à la prédiction du statut diagnostic. L’association entre les données des enseignants relatives au comportement Inattentif et le statut diagnostic étaiet modéré (R = .32). Nous retrouvons une association également moyenne entre celles des parents et le statut diagnostic (R = .27). Lorsque les données des enseignants sont entrées les premières dans l’équation, l’addition des données des parents augmente significativement la qualité prédictive du modèle de régression logistique (χ2 (1) = 7.90, p < .01). La combinaison des données des parents et des enseignants dans ce modèle permet de classer correctement 78 % des sujets.

Les analyses de régression logistique ultérieures ont cherché à évaluer l’habileté de l’échelle Inattention à différencier les enfants de type Combiné des enfants Contrôles. Les évaluations conjointes parents et enseignants, rentrées séparéments dans ce modèle, ont été prédictives de l’appartenance au groupe Combiné versus Contrôle. L’association entre les évaluations des enseignants relatives à l’échelle Inattention et le statut diagnostic était faible à moyen (R : .36) comme l’étaient celles des parents (R = .36). Dans une autre série d’analyses de régression logistique, si les évaluations des enseignants étaient entrées les premières dans l’équation ; l’addition des évaluations parentales contribuait à une amélioration significative du modèle logistic (χ2(1) = 6.04, p < .001). La combinaison des deux sources évaluatives dans ce modèle a permis de classer correctement 83 % des sujets.

Pour évaluer l’habileté de l’échelle « Hyperactivité-Impulsivité » à différencier les enfants avec des troubles de type Combiné des enfants du groupe Contrôle des analyses de régression logistique ont été réalisées. Les évaluations conjointes parents et enseignants, entrées séparément dans le modèle, sont capables de prédire l’appartenance des sujets au groupe Combiné versus Contrôle. L’association entre les évaluations des enseignants concernant l’Hyperactivité-Impulsivité et le statut diagnostic était faible (R = .26), mais l’association entre les évaluations parentales du comportement Hyperactif-Impulsivité et le statut diagnostic était moyen (R = .40). Une autre série d’analyses de régression logistique, dans laquelle les données des parents sont entrées les premières dans l’équation a ensuite été menée. L’addiction des évaluations des enseignants a contribué à améliorer significativement ce modèle logistic (p <.05). La combinaison des sources évaluatives dans ce modèle logistic a permis de classer correctement 83 % de cas. Ainsi, les évaluations des parents étaient en général plus discriminantes que celles des enseignants (82 % contre 78 %). Les deux sources (parents et enseignants) pour l’échelle « Hyperactivité-Impulsivité » ont contribué significativement à la prédiction des enfants avec des troubles de l’attention de type Combiné versus sujets du groupe Contrôle, mais les évaluations parentales ont contribué de manière très significative dans la différenciation des deux groupes de sujets.

D’autres analyses de régression logistique ont été utilisées pour évaluer l’habileté de l’échelle « Hyperactivité-Impulsivité » à différencier les enfants avec des troubles de type Combiné des enfants avec des troubles de type Inattentif. Lorsque les évaluations des enseignants sont entrées sans celles des parents, le modèle résultant n’est pas capable de différencier ces deux groupes de sujets à niveau statistiquement significatif. Néanmoins, les données des parents suffisent à elles seules à différencier les sujets de type Combineé des sujets de type Inattentif et classent correctement 79 % des cas. L’association des des évaluations parentales du comportement Hyperactif-Impulsif et le statut diagnostic était modéré (R = .39). Lorsque les évaluations parentales sont entrées les premières dans l’équation, l’addition des évaluations des enseignants ne permet pas d’améliorer significativement le modèle logistic.

En conclusion les sous-échelles des deux versions de l’échelle ADHD de J. DuPaul et coll. (1998) possèdent des niveaux de consistance interne et de fidélité test-restest assez élevés. Les scores des sous-échelles corrèlent significativement avec les questionnaires largement utilisés pour mesurer les troubles de l’attention (questionnaires de Conners). Les évaluations des enseignants sur les symptômes TDA corrèlent significativement avec les observations en classe des comportements des enfants et de leurs performances scolaires ; Les évaluations parentales son moins corrélées avec le comportement à l’école et le niveau scolaire. Les deux sources d’évaluation à l’échelle ADHD de DuPaul et coll. révèlent également une bonne discrimination entre les enfants présentant des troubles de l’attention de type inattentif de ceux de type combiné et entre les enfants TDA et les enfants contrôles. Enfin, la combinaison des deux évaluations, parents et enseignants accompagnée d’entretiens et d’observations in vivo était primordiale pour consolider la valeur prédictive et sensible de la présence d’un trouble déficitaire de l’attention. Ces analyses ont permis d’établir des seuils suffisamment élevés qui indiquent à quel moment il faut rejeter l’hypothèse d’un dysfonctionnement attentionnel. En outre, les critères du DSM-IV trop imprécis par rapport à ceux du DSM III.R (Wolraich et al. 1995 et Zecker. 1999), repris et affinés par J. Dupaul et ses collègues, deviennent plus sensibles et fiables pour poser le diagnostic TDA/H grâce à ses seuils élevés. Le tableau suivant indique précisément à quel seuil il faut confirmer ou rejeter le diagnostic TDA/H (DuPaul et al, 1998).