Échelle de préférence de pratique de la planification préalable des soins

1. Résumé

L’Échelle de préférence de pratique de la planification préalable des soins (en anglais : Advance Care Planning Practice Preference Scale ou ACP Practice Preference Scale), conceptualisée et validée par Zhen Yang, Huan Wang et Aiping Wang en 2023, constitue un instrument psychométrique original spécifiquement élaboré pour évaluer les préférences relatives à la pratique de la planification préalable des soins (ACP) chez le personnel infirmier clinique. L’intention pragmatique sous-tendant la construction de cet outil réside dans la facilitation et l’individualisation des programmes de formation continue et d’interventions éducatives ciblées, visant à surmonter les réticences professionnelles et institutionnelles entourant les discussions relatives à la fin de vie en milieu hospitalier.

Le processus rigoureux de développement psychométrique s’est articulé autour d’une recension exhaustive des écrits scientifiques, d’entretiens semi-structurés approfondis et de groupes de discussion focale (focus groups). À la suite d’une procédure de consultation d’experts par la méthode Delphi en deux vagues consécutives (taux de réponse de 100 %, I-CVI de 0,857 à 1,000, S-CVI de 0,958), le pool initial de 78 items a fait l’objet d’analyses d’items rigoureuses et d’analyses factorielles exploratoires et confirmatoires. La version définitive se compose de 24 items évalués au moyen d’une échelle de type Likert en 5 points.

L’instrument bénéficie d’une double articulation structurelle hautement flexible, pouvant être conceptualisé selon un modèle de premier ordre à 6 facteurs (croyance comportementale, évaluation des résultats, croyance normative, motivation à la conformité, croyance de contrôle, intensité perçue) expliquant 77,933 % de la variance totale, ou selon un modèle de second ordre à 3 composantes fondamentales ancrées dans la théorie du comportement planifié (attitudes comportementales, normes subjectives, contrôle comportemental perçu) expliquant 57,305 % de la variance. Les indices d’ajustement structurel (χ²/df = 1,492, RMSEA = 0,038, CFI = 0,956, TLI = 0,950), la cohérence interne (alpha de Cronbach de 0,703 à 0,904 pour les 6 facteurs ; 0,765 à 0,863 pour les 3 macro-facteurs) ainsi que la stabilité temporelle test-retest à deux semaines confirment les qualités métrologiques remarquables de cette échelle dans le contexte des soins cliniques.

2. Mots-clés

Planification préalable des soins, préférences de pratique, personnel infirmier clinique, attitudes comportementales, normes subjectives, contrôle comportemental perçu, théorie du comportement planifié, soins palliatifs, psychométrie, fin de vie, évaluation des compétences infirmières, prise de décision partagée.

3. Auteurs

L’échelle a été développée et validée par une équipe de chercheurs et d’universitaires rattachés au département de soins infirmiers et de santé publique du Premier Hôpital Affilié de l’Université Médicale de Chine (First Affiliated Hospital of China Medical University) :

• Zhen Yang : Premier Hôpital Affilié de l’Université Médicale de Chine, Shenyang, Liaoning, République populaire de Chine. Identifiant de recherche ORCID : 0000-0002-6197-6168.
• Huan Wang : Premier Hôpital Affilié de l’Université Médicale de Chine, Shenyang, Liaoning, République populaire de Chine.
• Aiping Wang (Auteure correspondante) : Département des services publics, Premier Hôpital Affilié de l’Université Médicale de Chine, No. 155, Nanjing North Street, Heping District, Shenyang, Province du Liaoning, Chine. Courriel institutionnel : [email protected].

4. Objectif

L’Échelle de préférence de pratique de la planification préalable des soins répond à une lacune méthodologique majeure dans le champ des soins infirmiers et de l’éthique biomédicale. La planification préalable des soins (ACP) est un processus relationnel continu et formalisé qui permet aux individus d’exprimer leurs valeurs, leurs préférences et leurs volontés concernant leurs soins de santé futurs, notamment dans l’éventualité où ils perdraient leur capacité décisionnelle ou se trouveraient en situation d’incompétence cognitive. Bien que l’ACP soit reconnue internationalement comme un vecteur indispensable du respect de l’autonomie du patient, de la diminution de l’acharnement thérapeutique (dysthanasie) et de l’atténuation de la détresse morale chez les proches aidants, son intégration effective au sein de la routine hospitalière demeure entravée par d’importants freins chez les soignants.

Mesure des dispositions et des barrières professionnelles

L’instrument ne se limite pas à quantifier des connaissances théoriques ou de simples fréquences d’actes techniques ; il cible précisément les préférences de pratique, entendues comme les dispositions motivationnelles, cognitives et affectives qui incitent ou dissuadent le personnel soignant d’engager, de poursuivre ou de documenter les démarches d’ACP. Il permet d’objectiver la manière dont les infirmiers évaluent l’utilité clinique de l’ACP, le poids qu’ils accordent aux injonctions hiérarchiques et familiales, ainsi que le sentiment d’efficacité personnelle face aux dilemmes communicationnels complexes.

Applications en recherche et ingénierie pédagogique

Dans le domaine de la recherche translationnelle en sciences infirmières, l’échelle permet de :

• Diagnostiquer les besoins formatifs : Identifier avec précision les sous-dimensions déficitaires (par exemple, un faible sentiment de contrôle face à l’hostilité supposée des proches ou une méconnaissance de la portée clinique de la démarche).
• Concevoir des interventions ciblées : Servir de fondement empirique pour concevoir des programmes d’apprentissage par simulation, des modules de communication éthique ou des politiques institutionnelles de soutien aux équipes de chevet.
• Mesurer l’efficacité pédagogique : Évaluer longitudinalement, avant et après formation, l’évolution des représentations et de la disposition proactive des soignants envers l’accompagnement de fin de vie.

Justification clinique et contextuelle

En milieu hospitalier aigu, les infirmiers cliniciens occupent une position stratégique d’intermédiation entre le médecin, le patient et sa famille. Cependant, la peur d’induire une souffrance psychologique chez le patient en évoquant le pronostic vital, l’absence de directives institutionnelles claires et le manque perçu de légitimité professionnelle constituent des entraves majeures. Cet instrument offre aux directions de soins infirmiers une modalité standardisée d’audit clinique pour cartographier le climat organisationnel entourant l’expression des directives anticipées.

5. Construit psychologique

L’échelle opérationnalise les préférences d’action du soignant à travers une architecture factorielle gigogne. Elle peut être interprétée soit au prisme de six construits primaires de premier ordre, soit regroupée en trois macro-dimensions de second ordre. Chacune de ces facettes traduit des dynamiques sociocognitives précises.

Modèle factoriel de premier ordre (6 dimensions)

• 1. Croyances comportementales (Behavioral beliefs) : Cette dimension quantifie les perceptions subjectives de l’infirmier quant aux conséquences intrinsèques de l’initiation d’une démarche d’ACP. Le professionnel estime si le fait d’aborder les choix thérapeutiques futurs contribue à préserver la dignité du patient, à prévenir des conflits interprofessionnels lors de l’arrêt de traitements de suppléance ou, au contraire, si une telle démarche risque de détruire l’espoir thérapeutique.
• 2. Évaluation des résultats (Result evaluation) : Étroitement corrélée aux croyances comportementales, cette facette mesure la valence émotionnelle et professionnelle attribuée aux conséquences de la pratique. L’infirmier évalue le degré d’importance ou de désirabilité qu’il accorde à l’obtention d’un consentement éclairé, à l’apaisement des angoisses familiales et à la réduction des actes de réanimation cardiopulmonaire inappropriés.
• 3. Croyances normatives (Normative beliefs) : Ce construit explore la perception soignante des attentes émises par les référents d’autorité ou les pairs significatifs. L’infirmier jauge la mesure dans laquelle les médecins chefs de service, les cadres de santé, les associations d’usagers ou les familles de patients considèrent qu’il relève de son devoir professionnel d’aborder les volontés de fin de vie.
• 4. Motivation à la conformité (Compliance motivation) : Cette dimension reflète la propension psychologique de l’infirmier à se conformer aux désirs perçus de ses pairs et supérieurs. Même en présence d’une croyance normative élevée, un infirmier doté d’une faible motivation à la conformité n’adaptera pas sa pratique aux attentes de son entourage professionnel.
• 5. Croyances de contrôle (Control beliefs) : Cette sous-échelle appréhende l’évaluation subjective des facilitateurs et des obstacles environnementaux, organisationnels et personnels. Sont analysées ici les contraintes relatives au manque de temps clinique, au manque de salles d’entretien préservant la confidentialité, au déficit de formation juridique sur la personne de confiance, ou encore au manque d’adhésion des médecins référents.
• 6. Intensité perçue (Perceived intensity) : Ce facteur renvoie à la force de l’impact exercé par ces barrières ou facilitateurs sur la prise d’initiative infirmière. Il traduit le niveau de charge psychologique et émotionnelle ressenti par l’infirmier lorsqu’il doit surmonter un obstacle institutionnel afin de matérialiser les préférences du patient.

Modèle factoriel de second ordre (3 dimensions)

La synthèse hiérarchique regroupe les six dimensions primaires en trois grands axes canoniques :

• Attitudes comportementales (Behavioral attitudes) : Résultante multiplicative ou sommative des croyances comportementales et de l’évaluation des résultats. Elle reflète le positionnement global favorable ou défavorable de l’infirmier envers l’intégration proactive de l’ACP dans sa routine de soins.
• Normes subjectives (Subjective norms) : Synthèse des croyances normatives et de la motivation à s’y conformer. Elle quantifie le niveau perçu de pression sociale et institutionnelle légitimant l’acte soignant.
• Contrôle comportemental perçu (Perceived behavioral control) : Convergence des croyances de contrôle et de l’intensité perçue. Il mesure le degré de confiance et d’auto-efficacité dont dispose l’infirmier pour conduire l’échange d’ACP en dépit des contingences matérielles défavorables.

6. Cadre théorique

Le socle conceptuel de l’instrument s’enracine rigoureusement dans la théorie du comportement planifié (TCP ; Theory of Planned Behavior), formulée à l’origine par Icek Ajzen en 1985 et développée en 1991 en tant qu’extension de la théorie de l’action raisonnée (Ajzen & Fishbein, 1980).

Articulation des postulats d’Ajzen avec la pratique de l’ACP

Selon le paradigme sociocognitif de la TCP, l’adoption effective d’un comportement clinique complexe dépend directement de l’intention comportementale de l’individu, laquelle est déterminée conjointement par trois piliers psychologiques fondamentaux :

1. L’attitude envers le comportement, elle-même modélisée par le produit des croyances relatives aux conséquences probables du comportement et de la valeur affective accordée à ces retombées ;
2. La norme subjective, résultant de l’interaction entre les croyances quant aux approbations/désapprobations d’autrui et la disposition motivationnelle à satisfaire ces attentes ;
3. Le contrôle comportemental perçu, qui intègre les éléments facilitants ou contraignants perçus ainsi que l’intensité de leur pouvoir d’inhibition.

Yang et ses collaborateurs (2023) ont opérationnalisé ce modèle théorique en considérant que la réticence historique du personnel soignant hospitalier envers les directives anticipées n’est pas uniquement un déficit de savoir théorique (modèle du déficit d’information), mais résulte d’un arbitrage complexe entre des attitudes ambivalentes (peur de heurter le patient versus désir d’éviter l’acharnement), un climat normatif souvent paternaliste ou défavorable au désengagement thérapeutique précoce, et un sentiment d’impuissance structurelle face à la hiérarchie médicale.

En transposant la structure de la TCP en une modélisation hiérarchique à deux niveaux (premier ordre à six construits analytiques et second ordre à trois construits régulateurs), les concepteurs ont garanti la conformité de l’outil avec la psychométrie contemporaine tout en préservant la fidélité épistémologique au modèle fondé par Ajzen. Cela confère à l’instrument une portée explicative et prédictive supérieure à celle d’échelles descriptives purement empiriques.

7. Validité

Le processus de validation psychométrique de l’échelle s’est appuyé sur des protocoles rigoureux conformes aux standards internationaux en évaluation psychométrique.

Validité de contenu (Méthode Delphi)

Un panel d’experts pluridisciplinaire réunissant des cliniciens en soins palliatifs, des universitaires en soins infirmiers et des éthiciens biomédicaux a participé à deux cycles de consultation Delphi consécutifs :

• Taux de participation des experts : 100 % sur l’ensemble des deux rounds, garantissant l’absence de biais d’attrition.
• Indice de validité de contenu par item (I-CVI) : Les scores se sont échelonnés entre 0,857 et 1,000, dépassant largement le seuil d’acceptabilité conventionnel établi à 0,78 par Lynn (1986).
• Indice de validité de contenu à l’échelle globale (S-CVI) : S-CVI/Ave calculé à 0,958, témoignant d’une excellente pertinence clinique et conceptuelle des énoncés retenus.

Validité convergente

La validité convergente a été démontrée par l’analyse de la variance moyenne extraite (Average Variance Extracted, AVE) et de la fidélité composite (Composite Reliability, CR) selon les critères de Fornell et Larcker (1981) :

• Dans le modèle de premier ordre (6 facteurs) : Les valeurs d’AVE s’échelonnent entre 0,594 et 0,794 (toutes supérieures au critère minimal de 0,500), tandis que les valeurs de CR oscillent entre 0,846 et 0,934 (dépassant le seuil recommandé de 0,700).
• Dans le modèle de second ordre (3 facteurs) : Les valeurs d’AVE sont comprises entre 0,537 et 0,580, et les indices de CR se situent entre 0,887 et 0,919, confirmant une convergence interne robuste des indicateurs vers leurs facteurs latents respectifs.

Validité discriminante

La validité discriminante a été examinée selon le critère classique de Fornell-Larcker, stipulant que la racine carrée de l’AVE de chaque construit latent doit excéder l’ensemble des coefficients de corrélation inter-factoriels unissant ce construit aux autres composantes du modèle :

• Modèle de premier ordre : Les racines carrées des valeurs d’AVE oscillent entre 0,771 et 0,868. Dans tous les cas sans exception, ces grandeurs surpassent les corrélations bivariées inter-facteurs correspondantes.
• Modèle de second ordre : Les racines carrées des valeurs d’AVE s’étendent de 0,733 à 0,762, demeurant strictement supérieures aux intercorrélations dimensionnelles. Cette étanchéité statistique prouve que les dimensions sous-jacentes mesurent des facettes conceptuelles distinctes et non redondantes.

8. Fidélité

Les propriétés de fidélité et de reproductibilité de l’instrument ont été testées de façon exhaustive à travers la cohérence interne, la méthode du partage de moitiés (split-half) et la fidélité test-retest.

Cohérence interne (Alpha de Cronbach)

• Modèle à six facteurs : Les coefficients alpha de Cronbach (α) s’échelonnent entre 0,703 et 0,904 à travers l’ensemble des six construits de premier ordre. Chaque facteur démontre ainsi une consistance interne satisfaisante à excellente, sans redondance stérile.
• Modèle à trois facteurs : Les coefficients alpha de Cronbach pour les macro-construits oscillent entre 0,765 et 0,863, illustrant une cohésion psychométrique homogène des grands domaines issus de la TCP.

Fidélité par bissection (Split-half reliability)

• Modèle à six facteurs : Les coefficients de Spearman-Brown de bissection se distribuent entre 0,624 et 0,903, confirmant l’équivalence interne des deux moitiés de tests pour chaque sous-échelle.
• Modèle à trois facteurs : Les coefficients de partage de moitiés s’établissent dans une fourchette resserrée allant de 0,653 à 0,680.

Fidélité test-retest (Stabilité temporelle)

La stabilité temporelle a été mesurée auprès d’un sous-échantillon d’infirmiers cliniciens réévalués après un intervalle strict de 2 semaines, délai canonique évitant à la fois les biais de mémorisation immédiate et les fluctuations induites par des changements d’expérience clinique :

• Modèle à six facteurs : Les coefficients de corrélation test-retest s’étendent de 0,771 à 0,910.
• Modèle à trois facteurs : Les coefficients de corrélation temporelle oscillent entre 0,769 et 0,962.

Ces données attestent d’une stabilité métrologique hautement satisfaisante de l’instrument dans le temps pour un profil soignant stable.

9. Analyse factorielle

La genèse de l’échelle a comporté une phase d’analyse factorielle exploratoire (AFE) combinée à une analyse factorielle confirmatoire (AFC) sur des cohortes représentatives d’infirmiers cliniciens.

De la banque initiale d’items à la structure épurée

À partir d’un ensemble préliminaire de 78 items générés par l’analyse documentaire et les focus groups qualitatifs, des procédures séquentielles d’analyse d’items (calcul des indices de discrimination, corrélations item-total corrigées supérieures à 0,40 et analyse de la contribution à la variance) ont permis d’épurer l’instrument pour retenir une matrice finale de 24 items.

Analyse Factorielle Exploratoire (AFE)

L’AFE a permis d’extraire des structures factorielles cohérentes :

• Le modèle de premier ordre à six composantes explique 77,933 % de la variance cumulative totale, un rendement explicatif exceptionnel en sciences infirmières et comportementales.
• Le modèle hiérarchique de second ordre à trois facteurs rend compte de 57,305 % de la variance totale, confirmant la pertinence de l’articulation autour des piliers de la TCP.

Analyse Factorielle Confirmatoire (AFC)

L’adéquation des modèles théoriques aux données empiriques a été attestée par les indices de qualité d’ajustement (goodness-of-fit) :

• Modèle de second ordre (modèle hiérarchique principal) :
  • Ratio khi-carré / degrés de liberté (χ²/df) = 1,492 (valeur idéale inférieure à 2,0).
  • Goodness-of-Fit Index (GFI) = 0,920 (> 0,90).
  • Adjusted Goodness-of-Fit Index (AGFI) = 0,902 (> 0,90).
  • Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = 0,038 (remarquable ajustement, très inférieur au seuil strict de 0,050).
  • Tucker-Lewis Index (TLI) = 0,950 (ajustement optimal, ≥ 0,95).
  • Comparative Fit Index (CFI) = 0,956 (ajustement optimal, ≥ 0,95).
  • Incremental Fit Index (IFI) = 0,956.
  • Parsimony Goodness-of-Fit Index (PGFI) = 0,745.
  • Parsimonious Normed Fit Index (PNFI) = 0,773.
• Modèle de premier ordre (6 facteurs) : χ²/df = 1,512, confirmant la bonne tenue structurelle des six sous-construits analytiques.
• Modèle à trois facteurs directs : χ²/df = 1,778, traduisant également un ajustement empirique satisfaisant.

10. Instrument de mesure

• Nom officiel de l’instrument : Advance Care Planning Practice Preference Scale (ACP Practice Preference Scale).
• Traduction française indicative : Échelle de préférence de pratique de la planification préalable des soins.
• Type d’évaluation : Questionnaire d’auto-évaluation psychométrique original (inventaire psychologique standardisé).
• Population cible : Professionnels des soins infirmiers en exercice clinique (hôpitaux généraux, unités de soins intensifs, services d’oncologie, médecine gériatrique et unités de soins de longue durée).
• Groupes d’âge étudiés lors de la validation : Adultes (18 ans et plus), jeunes adultes (18-29 ans) et trentenaires (30-39 ans). Population masculine et féminine.
• Langue d’origine et de validation : Chinois (Chine continentale).
• Format et métrique de réponse : Items are rated using a Likert five-point scoring system.
• Nombre total d’items : 24 énoncés psychométriques.
• Sous-échelles disponibles :
  • Modélisation à six facteurs de premier ordre : Croyances comportementales (Behavioral belief), Évaluation des résultats (Result evaluation), Croyances normatives (Normative belief), Motivation à la conformité (Compliance motivation), Croyances de contrôle (Control belief), Intensité perçue (Perceived intensity).
  • Modélisation à trois facteurs de second ordre : Attitudes comportementales (Behavioral attitudes), Normes subjectives (Subjective norms), Contrôle comportemental perçu (Perceived behavioral control).
• Modalités de cotation : Chaque item est coté de 1 à 5 points. Des scores dimensionnels moyens ou cumulés sont générés pour chaque sous-échelle, permettant de dresser un profil psychologique précis des leviers et des barrières chez le répondant.

11. Permissions, tarifs et année du test

• Année de développement et de publication officielle : 2023.
• Usage commercial : Non. Tout usage commercial, marchand ou d’intégration au sein de plateformes privées payantes est formellement interdit sans accord contractuel préalable.
• Frais d’utilisation (Tarif) : Gratuit pour la recherche académique, hospitalière et scientifique à but non lucratif.
• Conditions d’accès et permissions : L’utilisation de l’instrument est soumise à une demande d’autorisation formelle auprès de l’auteure correspondante (Aiping Wang, Premier Hôpital Affilié de l’Université Médicale de Chine, Shenyang). Les chercheurs souhaitant traduire, adapter culturellement ou employer l’échelle dans un contexte clinique doivent obtenir l’aval écrit des auteurs originaux.

12. Références

Ajzen, I. (1985). From intentions to actions: A theory of planned behavior. In J. Kuhl & J. Beckmann (Eds.), Action control: From cognition to behavior (pp. 11–39). Springer. https://doi.org/10.1007/978-3-642-69746-3_2

Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179–211. https://doi.org/10.1016/0749-5978(91)90020-T

Ajzen, I., & Fishbein, M. (1980). Understanding attitudes and predicting social behavior. Prentice-Hall.

Fornell, C., & Larcker, D. F. (1981). Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39–50. https://doi.org/10.1177/002224378101800104

Lynn, M. R. (1986). Determination and quantification of content validity. Nursing Research, 35(6), 382–385. https://doi.org/10.1097/00006199-198611000-00017

Yang, Z., Wang, H., & Wang, A. (2023). Development and validation of the advance care planning practice preference scale for clinical nurses. Journal of Advanced Nursing, 79(7), 2695–2708. https://doi.org/10.1111/jan.15641

13. Questions et items du questionnaire