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La gravité du retentissement d’une catastrophe nécessite des stratégies thérapeutiques dont les preuves d’efficacité s’appuient sur des instruments validés. Plusieurs auteurs (1,2) insistent sur l’importance de la réaction immédiate pour prédire gravité et durée des troubles post-traumatiques. La description des troubles post- traumatiques recourt à l’identification des symptômes d’état de stress post-traumatique du DSM-IV. L’introduction du critère A2 confirme l’importance de la perception d’une menace vitale lors de l’événement. Brunet et ses collaborateurs (3) ont proposé un autoquestionnaire de 13 items pour mesurer la détresse ressentie pendant et immédiatement après l’événement. L’analyse de sa validité psychométrique a montré la qualité de sa cohésion interne, sa stabilité temporelle; mesure convergente avec d’autres dimensions péritraumatiques. Nous en présentons la traduction française avec ses propriétés psychométriques. MéthodePopulation et procédure Notre population (n = 127) était constituée de patients se présentant à 5 centres de consultations pour victimes en région parisienne. L’objectif était de décrire des caractéristiques psychopathologiques lors des premières consultations. Cet échantillon a été recruté entre juin 2001 et juin 2002. Ont été sollicités à la première ou deuxième consultation les adultes francophones. Après avoir été informé des objectifs de l’étude, chacun devait donner un consentement éclairé écrit. Deux personnes ont refusé. Les victimes d’une agression depuis moins d’un an ont été sollicitées par courrier, avec un questionnaire à 3 et 6 mois. Dans 7 cas, le questionnaire PDI n’a pas été rempli à l’évaluation initiale. Dans un cas, la valeur manquante d’un item du PDI au suivi a été remplacée par la moyenne des scores des autres items du même sujet. La traduction La traduction en français a été réalisée par Louis Jehel et collaborateurs. Une rétrotraduction était effectuée par Jill Bourdais, psychologue anglaise bilingue résidant en France. Sur les items 1, 2, 8 et 9, quelques points de divergence ont été soumis à Alain Brunet qui a proposé des formulations liées à une évolution de la forme anglaise. Plusieurs cliniciens spécialistes ont confirmé la pertinence de cette version pour mesurer la détresse émotionnelle péritraumatique. Outils statistiques La cohésion interne a été évaluée par le coefficient alpha de Cronbach, la structure dimensionnelle explorée par une analyse en composantes principales (ACP), avec rotation oblique promax sur la matrice de corrélation des 13 items. On a choisi ce type d’ACP pour vérifier la mesure dans laquelle les facteurs identifiés étaient corrélés. La validité convergente et divergente a été analysée par les mesures de corrélation de Pearson. Pour l’analyse de la fidélité temporelle du PDI, nous avons adressé à 75 personnes victimes d’une agression individuelle dans l’année un courrier pour une nouvelle auto-évaluation, 3 mois après la première. Nous avons calculé le coefficient de corrélation intraclasse. Instruments L’Inventaire de détresse péritraumatique (PDI) contient 13 items cotés selon une échelle de type Likert de 0 à 4 (0 = Pas du tout vrai, 1 = Un peu vrai, 2 = Assez vrai, 3 = Très vrai, 4 = Extrêmement vrai). Les scores vont de 0 à 52. La consigne pour chaque item est de coter sa réponse en fonction de « ce que vous avez ressenti pendant et immédiatement après l’événement critique ». Le score total moyen est obtenu par la somme des items divisée par le nombre d’items. L’échelle révisée de l’Impact des événements (IES-R), comportant 22 items, mesure les symptômes d’intrusion, d’évitement et d’hypervigilance caractérisant les états de stress post-traumatique. Chaque item est coté de 0 à 4. C’est un instrument de référence dans la littérature internationale. La version française a été validée (4). Le Questionnaire de dissociation péritraumatique (PDEQ), a été construit en anglais (1) puis traduit en français (5). Il propose une mesure rétrospective de la perception de dissociation « durant et immédiatement après » un événement menaçant. Cette dimension recouvre les perceptions de dépersonnalisation, déréalisation, changement corporel ou altération de la notion du temps. Chaque item est coté selon une échelle de type Likert de 1 à 5. Marmar et coll. (1) ont vérifié les qualités psychométriques de cette mesure. Le score total, calculé par la somme de chaque item s’est avéré corréler positivement dans plusieurs études avec le score de l’IES-R (1,2). Le Questionnaire sur l’état de santé général (GHQ) dans sa version en 12 items donne une mesure sensible de la morbidité psychique. Les réponses sont cotées de 0 à 3 sur une échelle de type Likert. La somme de chaque item donne un score global qui est une mesure valide de la gravité de l’état psychique dont les propriétés psychométriques ont été vérifiées (6,7). Analyse statistique Les analyses statistiques ont été réalisées grâce au logiciel SPSS. Tous les tests sont bilatéraux; le seuil alpha de signification à 0,05. Le nombre de sujets nécessaires à l’analyse en composantes principales a été calculé en multipliant le nombre des items (n = 13) de l’échelle par 10. Nous avons jugé que 127 sujets suffisaient. Nous avons calculé les intervalles de confiance à 95 % pour des coefficients de corrélation de force variable obtenus sur un échantillon de 127 sujets (8). RésultatsDescription de l’échantillon Parmi les patients, 127 ont complété le questionnaire PDI. Pour 94 d’entre
eux (tableau 1), l’événement avait été vécu depuis moins d’un an. Dans
la catégorie « autres » étaient rapportés essentiellement hold-up et accidents
domestiques.
Caractéristiques de PDI liées aux données sociodémographiques Pas de corrélation significative entre le score de PDI et l’âge (r = 0,11; p = 0,2) mais les femmes avaient des scores moyens significativement plus élevés (femmes : moyen 28,5, SD 9,9; hommes : moyen 20,6, SD 9,9; p < 0,001). Cohésion interne Le coefficient alpha de Cronbach était de 0,83 pour le PDI. Structure dimensionnelle et factorielle Comme dans la version anglaise, promax et varimax ont donné la même solution factorielle. Le nombre de dimensions a été identifié à 2, notamment par la courbe des valeurs propres et le critère de Cattell. L’ACP montre une composante expliquant 33 % de la variance et une seconde composante en expliquant 12 %. Pour déterminer si les dimensions apparentes dans le diagramme des valeurs
propres sont réelles ou aléatoires, nous avons réalisé quinze diagrammes
des valeurs propres simulés à partir de données aléatoires (même nombre
d’items et de sujets) (9). La comparaison avec les diagrammes obtenus par
simulation suggère l’existence de 2 dimensions (figure 1). 
Corrélation entre les items et le score total Pour 11 des items, les corrélations entre l’item et le score total ont
été supérieures à 0,40 (tableau 2).
Validité convergente et divergente La corrélation au score de dissociation péritraumatique (PDEQ) (r = 0,53, IC 95 % = 0,39; 0,64), au score total de la mesure de l’Impact d’un événement (IES-R) (r = 0,63, IC 95 % = 0,51; 0,72), et au score général de morbidité psychique (GHQ) (r = 0,63, IC 95 % = 0,51; 0,72) a été calculée. Pour la validité divergente, nous avons considéré la corrélation entre le score du PDI et le délai depuis l’événement (r = 0,10, p = 0,10). Stabilité temporelle On a utilisé 48 des 49 questionnaires remplis. Le coefficient de corrélation intraclasse était de 0,79 dans un intervalle de confiance compris entre 0,61 et 0,89. DiscussionCette étude a évalué cohésion interne, stabilité temporelle, validité convergente et divergente, et structure factorielle de la version française du PDI dans un échantillon de personnes des consultations spécialisées pour victimes. Nous avons montré que, pour la traduction française du PDI, le coefficient alpha est de 0,83, comparable au score de Brunet et coll. (3) pour la version anglaise. Sur la figure 1 qui représente les étapes des analyses en composantes principales, nous comparons les résultats aléatoires et ceux obtenus dans notre population. Deux dimensions se distinguent selon les critères de cette analyse (9). Après rotation promax, nous distinguons 2 facteurs. Le premier est constitué de 7 items : 1, 2, 3, 5, 6, 8, 12. Le deuxième, de 6 items : 4, 7, 9, 10, 11, 13. Les résultats sont semblables à ceux de la version anglaise. Nous avons vérifié la stabilité temporelle avec un coefficient de corrélation intraclasse à 0,79 pour 2 mesures espacées de 3 mois. Les corrélations avec les scores IES-R, PDEQ, et GHQ sont supérieures à 0,5, ce qui montre la très bonne concordance de cette mesure par rapport à des mesures proches. Les résultats sont là encore proches de la version anglaise (3). La corrélation du PDI avec la durée écoulée depuis l’événement est non significative, comme dans la version originale, argument en faveur de la validité divergente, car ces 2 mesures sont en effet conceptuellement différentes. Parmi les données sociodémographiques, l’absence de corrélation entre le PDI et l’âge et des scores moyens plus élevés parmi les femmes a été observés dans la version anglaise. Les principales limites de notre étude sont l’absence de données relatives au contexte culturel, et l’absence de prise en compte des différents types de traumatismes. ConclusionLa version française du PDI montre la fiabilité de la mesure qu’elle propose de la détresse émotionnelle ressentie immédiatement après un événement de vie menaçant, dans notre échantillon multicentrique. Les qualités métriques de cet instrument permettent de développer son utilisation, et ses qualités prédictives pourraient être explorées dans des études prospectives. Sources de financementAlain Brunet est chercheur boursier du Fonds de recherches en santé du Québec. Appui financier : l’AFORCUMP (Association de Formation et de Recherche des Cellules d’Urgence Médico-Psychologiques), Hôpital Necker, Paris, France RemerciementsLouis Jehel tient à remercier particulièrement les collaborateurs qui ont permis cette étude : Patrice Louville, Aurore Sabouraud-Seguin, et Annick Ponsetti Gaillochon, qui ont contribué activement au recueil de ces données; Sylvie Lancrenon de la société Syliastat pour la coordination de la logistique de l’étude; Jill Bourdais pour la rétrotraduction; et l’AFORCUMP qui a soutenu ce projet, ainsi que les patients qui ont accepté ces évaluations. Bibliographie1. Marmar CR, Weiss DS, Schlenger WE, Fairbank JA, Jordan BK, Kulka RA, et coll. Peritraumatic dissociation and post traumatic stress in male Vietnam theater veterans. Am J Psychiatry 1994;151:902–7. 2. Shalev AY, Peri T, Canetti L, Schreiber S. Predictors of PTSD in injured trauma survivors: a prospective study. Am J Psychiatry 1996;153:219–25. 3. Brunet A, Weiss DS, Metzler TJ, Best SR, Neylan TC, Rogers C, et coll.. The Peritraumatic Distress Inventory: a proposed measure of PTSD Criterion A2. Am J Psychiatry 2001;158:1480–5. 4. Brunet A, St-Hilaire A, Jehel L, King S. Validation of a French version of the Impact of Event Scale-Revised. Can J Psychiatry 2003;48:56–61. 5. Brunet A, Birmes P, Benoit M, Defer S, Hatton L, Sztulman H, Schmitt L. The PDEQ Self-Report Version in French-speaking traumatized subjects. Article présenté au congrès ISTSS; 7–10 novembre 2002; Baltimore (MD). 6. Goldberg DP, Williams P. A user’s guide to the General Health Questionnaire. Windsor (UK): nferNelson; 1988. 7. Pariente P, Guelfi JD. Inventaires d’auto-évaluation de la psychopathologie chez l’adulte. Psychiatr Psychobiol 1990;5:49–63. 8. Altman DG. Statistics for medical research. London: Chapman & Hall; 1991. p 29–34. 9. Falissard B. Mesurer la subjectivité en santé, perspective méthodologique et statistique. Paris: Masson; 2001. Auteur(s)Manuscrit reçu en novembre 2002, révisé, et accepté en mars 2004. 1. Responsable d’limité, Unité de psychiatrie et psychotraumatisme, Hôpital Tenon, Groupe hospitalo-universitaire, Paris, France. 2. Professeur adjointe, Université McGill et Centre de recherche de l’hôpital Douglas, Montréal. 3. Professeur, Chef de service, Université Paris V (UFR Cochin Port-Royal), Clinique des Maladies Mentales et de l’Encéphale, Paris, France. 4. Professeur, Chef de service, Université Paris V (UFR Cochin Port-Royal), Clinique des Maladies Mentales et de l’Encéphale, Paris, France. Demande de tirés à part : Dr L Jehel, Unité de psychiatrie et psychotraumatisme, Hôpital Universitaire Tenon, 4, rue de la Chine, 75970 Paris Cedex 20. courriel : louis.jehel@tnn.hop-ap-paris.
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