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Alineación de las extremidades inferiores y riesgo de lesiones por uso excesivo en corredores

Wen, D. Y., J. C. Puffer, and T. P. Schmalzried. “Lower extremity alignment and risk of overuse injuries in runners.” Medicine and science in sports and exercise 29.10 (1997): 1291.

https://doi.org/10.1097/00005768-199710000-00003

Con la creciente popularidad de correr, no es de extrañar que el número de lesiones relacionadas con la ejecución también se ha incrementado. Varios estudios estiman que la incidencia anual de lesiones entre corredores es del 37-56% (19) . Se han estudiado varios de los supuestos factores de riesgo de lesiones por correr. Si bien factores como el aumento de kilometraje y las lesiones previas son generalmente aceptados (19) , otros siguen siendo controvertidos. En particular, la contribución de la mala alineación anatómica a la lesión no está clara (17,19) . En un estudio retrospectivo de corredores, Lysholm y Wiklander (8)identificó factores de riesgo intrínsecos como involucrados en el 40% de los casos de lesiones; sin embargo, no se utilizó ningún grupo de control para comparar los factores de riesgo y no estaba claro cómo se determinó la mala alineación.

Varios estudios de casos y controles han examinado la asociación entre varios factores anatómicos y el riesgo de lesiones por uso excesivo. Viitasalo y Kvist (20) compararon a corredores de distancia masculinos con calambres en las espinillas y controles sanos con respecto a la alineación de la parte inferior de la pierna tanto en la postura como mientras corren. Sus resultados sugirieron diferencias estructurales y funcionales de la articulación subastragalina entre los dos grupos, con mayor pronación presente en el grupo con calambres en las piernas. Warren (22) y Warren y Jones (23) compararon los grupos con fascitis plantar y los grupos de control con respecto a varias variables anatómicas, incluida la longitud de la pierna, la pronación de la articulación subastragalina, la capacidad de flexión dorsal y plantar del tobillo y la altura del arco.. La conclusión en ambos estudios fue que no se pudo encontrar un conjunto de variables predictoras para identificar correctamente a los grupos lesionados, aunque en el primer estudio el grupo de fascitis plantar tenía mayor flexión plantar y menor rango de movimiento de dorsiflexión. Messier y Pittala (12) compararon corredores con síndrome de la banda iliotibial, calambres en las piernas y fascitis plantar con un grupo de control. Descubrieron que el grupo de calambres en las piernas tenía mayor pronación máxima frente al control, y se encontró un mayor rango de movimiento de flexión plantar en el grupo de fascitis plantar frente al control. Además, aunque no es estadísticamente significativo, los grupos de lesiones tienden a tener arcos más altos. Messier y col. (13), mientras observaba específicamente el dolor de rodilla femororrotuliano en corredores, descubrió que el ángulo Q es un discriminador significativo entre el grupo con dolor femororrotuliano y el grupo de control, pero que otras variables antropométricas, incluidas la longitud de las extremidades, los índices de arco y los rangos de movimiento del tobillo y la rodilla , no eran. Van Mechelen y col. (18) investigaron a un grupo de corredores con lesiones en las extremidades inferiores y los compararon con controles con respecto al rango de movimiento de las articulaciones de la cadera y el tobillo. Encontraron que el grupo lesionado tenía un rango de movimiento más restringido en la articulación de la cadera, pero el rango de movimiento en la articulación del tobillo no mostró diferencias estadísticamente significativas.

En la literatura existen pocos estudios prospectivos sobre los factores de riesgo anatómicos de las lesiones por uso excesivo. Walter y col. (21) encontraron que ninguna de las variables antropométricas que midieron se asoció significativamente con un mayor riesgo de lesiones al correr. Montgomery y col. (14) estudiaron reclutas de los Navy SEAL, midiendo varias variables de alineación, ninguna de las cuales resultó ser estadísticamente diferente entre aquellos con y sin fracturas por estrés. En otro estudio prospectivo del ejército, Cowan et al. (3) mostró que el riesgo de lesiones aumentaba con el aumento de la altura del arco.

El propósito de este estudio fue examinar retrospectivamente la relación entre las características de las extremidades inferiores de la altura del arco , el valgo del talón , el ángulo del tubérculo de la rodilla , el varo de la rodilla y la diferencia de longitud de las piernas, y el riesgo de lesiones por uso excesivo en corredores. Estas características de alineación se eligieron porque eran fácilmente cuantificables y se habían implicado previamente como posibles factores de riesgo.

MÉTODOS

El estudio fue aprobado por el Comité de Protección de Sujetos Humanos de UCLA, así como por el Comité de Investigación del Hospital Ortopédico de Los Ángeles y la Junta de Revisión Institucional. Los sujetos fueron reclutados del Programa de Entrenamiento de Correcaminos de LA, un grupo de entrenamiento de maratón. Se obtuvo un consentimiento por escrito.

Cuestionario de preentrenamiento

Los sujetos cumplimentaron un cuestionario autoadministrado. Se registraron edad, sexo, altura y peso. Se obtuvo información relativa a los niveles de formación actuales y pasados. Todas las lesiones sufridas durante los 12 meses anteriores se registraron y categorizaron según las partes anatómicas: espalda, cadera, muslo, tendón de la corva, rodilla, espinilla, tobillo, talón y pie. Finalmente, se obtuvo información sobre zapatillas para correr.

Medidas anatómicas

El día del cuestionario, los equipos de examen realizaron cinco medidas de alineación de las extremidades inferiores en un formato de línea de montaje donde cada examinador realizó la misma medición en cada sujeto que pasó por su línea. Los examinadores recibieron una sesión de capacitación antes de los días de medición de sujetos para estandarizar las técnicas. Cada medición se realizó dos veces y se utilizó el promedio de los dos ensayos en los análisis de los datos.

El índice de arco (IA) de cada sujeto se midió de pie. Se marcó la tuberosidad del escafoides en el lado medial del pie y luego se midió la distancia perpendicular desde el punto marcado hasta el suelo con una regla (3,22,23) . La longitud del pie se midió desde el punto más posterior del calcáneo hasta el lado medial de la primera articulación metatarsofalángica (3) . A continuación, se calculó la IA según lo descrito por Cowan et al. (3) como la relación entre la altura del escafoides y la longitud del pie.

Con los sujetos en decúbito prono, se encontró la posición neutra de la articulación subastragalina. Se trazó una línea vertical a lo largo del calcáneo posterior. Se trazó una segunda línea a lo largo del eje vertical de la parte inferior de la pierna paralela a la primera línea del calcáneo. Cuando el sujeto estaba de pie, se midió con un goniómetro el valgo del talón (HV) como el ángulo formado entre los ejes verticales de la parte inferior de la pierna y el calcáneo, con números positivos indicando valgo del talón y números negativos indicando varo (1,22) .

El ángulo tubérculo-surco (TSA) se midió con sujetos sentados con las rodillas flexionadas a 90 °. Se trazó una línea horizontal en el plano frontal a través de los epicóndilos femorales medial y lateral, y luego se trazó una línea vertical perpendicular a la línea horizontal a través del centro de la rótula. Luego se trazó una tercera línea desde el centro de la rótula hasta el centro del tubérculo tibial. El ángulo formado entre la línea vertical y esta tercera línea se midió y registró como TSA (15) .

La rodilla en varo (KV) o valgo se evaluó según el método descrito por Montgomery et al. (14) . Mientras estaban de pie, los sujetos intentaron juntar los pies. Si los maléolos internos se tocaban antes que los cóndilos femorales internos, entonces se midió la distancia en varo entre los cóndilos internos con el contacto de los maléolos internos. Si los cóndilos femorales medial se juntaban primero, entonces se midió la distancia en valgo entre los maléolos mediales con los cóndilos mediales en contacto. Para fines de análisis de datos, los números positivos representan el varo de la rodilla y los valores negativos representan el valgo.

La longitud de las piernas se midió con sujetos en posición supina desde la espina ilíaca anterosuperior hasta el borde inferior del maléolo medial. La diferencia de longitud de pierna (LLD) fue la longitud de pierna más corta restada de la longitud de pierna más larga (1,5,13,22) .

Definición de lesión

Según el Cuestionario de preentrenamiento, una lesión por correr cumplió con los siguientes criterios:

El sujeto respondió “sí” a haber tenido “lesión o dolor” en esa parte anatómica; y respondió “sí” a haber tenido que interrumpir el entrenamiento, o haber tenido que reducir el ritmo, detener intervalos o de otra manera haber tenido que modificar el entrenamiento; y el inicio de la lesión fue “gradual” (versus “inmediato”), o su diagnóstico (autoinformado) fue uno que generalmente se considera una lesión por uso excesivo.

Limitamos nuestros análisis a sujetos que habían tenido experiencia previa en carreras. Es de suponer que aquellos que nunca antes habían corrido no habrían tenido la oportunidad de resultar lesionados y, por lo tanto, fueron excluidos de los análisis. Se consideró que los sujetos tenían experiencia si respondían algo distinto de cero (0) a la pregunta del Cuestionario de preentrenamiento que preguntaba por “años de experiencia en la carrera” o si indicaban que habían realizado algún tipo de entrenamiento regular en el pasado.

Estadísticas

Las medias de las medidas de alineación, los parámetros de entrenamiento y las variables antropométricas para los grupos lesionados y no lesionados se compararon mediante la t de Student-prueba. El análisis bivariado se realizó dividiendo la población en terciles con base en las mediciones y luego comparando los grupos de terciles entre sí utilizando estadísticas de chi-cuadrado. De manera similar, la población se dividió en tres grupos en función de cada uno de los parámetros de entrenamiento, y los grupos se compararon entre sí mediante estadísticas de chi-cuadrado. Para la experiencia de carrera, el ritmo de carrera, el número de zapatos y la duración del uso del calzado, los grupos estaban formados por terciles. El kilometraje semanal y el porcentaje de entrenamiento sobre hormigón se dividieron en base a tres divisiones pares entre sus valores mínimo y máximo. El porcentaje de entrenamiento dedicado a los intervalos se dividió en los siguientes tres grupos: grupo 1) intervalos de 0%; grupo 2) intervalos de 1-20%; y grupo 3) en intervalos de 20%. Finalmente, la edad, la altura (separados para hombres y mujeres), el peso (separados para hombres y mujeres) y el índice de masa corporal (IMC = peso en kg dividido por el cuadrado de la altura en metros) (separados para hombres y mujeres), se dividieron en grupos terciles con chi-cuadrado calculado. Se consideró alfa = 0,05 como el nivel de significación estadística.

Se realizaron análisis multivariados con una regresión logística múltiple escalonada hacia atrás y hacia adelante para calcular las razones de probabilidad (OR) con cada categoría de lesión como variable dependiente. Las variables predictoras se eligieron entre las cinco medidas, los parámetros de entrenamiento y las variables antropométricas que tenían valores de P menores de 0,1 en los análisis bivariados. Se utilizó un valor P de 0,1 para ingresar y eliminarse del modelo.

Las estadísticas se realizaron utilizando STATA, versión 3.00 (Computing Resource Center. 1992. Stata Reference Manual: Release 3. 5th ed. Santa Monica, CA).

RESULTADOS

Población de estudio global medida y experimentada 

De las aproximadamente 1500-2000 personas que se inscribieron en el Programa de capacitación de correcaminos de Los Ángeles durante el período de estudio, 355 completaron el Cuestionario de capacitación previa y se les midieron las extremidades inferiores. De estos 355, los análisis se realizaron en los 304 que cumplían con nuestros criterios de ser corredores “experimentados”. Las características de la población de estudio se muestran en la Tabla 1 .

Tabla 1

Medidas 

Las medias, las desviaciones estándar y los rangos para cada una de las medidas de alineación se muestran en las Tablas 2 y 3 . Los promedios generales se muestran junto con las medidas de cada uno de los examinadores individuales. Las correlaciones entre las dos pruebas para cada medición (realizada por los mismos examinadores) variaron de más de 0,990 para las longitudes del pie izquierdo y derecho, KV y longitudes de las piernas izquierda y derecha, hasta mínimos de 0,915 para el HV derecho y 0,939 para el HV izquierdo. (Tabla 4).

Tabla 2
Tabla 3
Tabla 4

Lesiones 

Durante los 12 meses anteriores a la inscripción en el estudio, hubo 184 lesiones en 136 de los corredores para una incidencia del 44,8% (136/304). El desglose anatómico de las lesiones fue rodilla 61, espinilla 29, pie 27, espalda 26, cadera 23, talón 15, tobillo 14, tendón de la corva 13 y muslo 9.

Comparación de medias de variables

La media de TSA para las piernas izquierdas y las TSA combinadas (promedio de las medidas izquierda y derecha) fueron estadísticamente más bajas para el grupo con lesiones de tobillo (3,29 para la izquierda, 3,75 para las combinadas) en comparación con los que no tenían lesiones de tobillo (6,34 para la izquierda, 5,90 para las combinadas), con P = 0,020 para TSA izquierda y P = 0,049 para TSA combinada. Ninguna de las otras medias de las categorías de medición (AI, HV, KV, LLD) se asoció estadísticamente con ninguna categoría de lesión.

Para los parámetros de entrenamiento, aquellos que habían tenido lesiones de cadera y lesiones en los isquiotibiales corrieron más millas por semana (18,7 para la cadera, 22,4 para los isquiotibiales) que aquellos sin lesiones de cadera o isquiotibiales (13,3 para la cadera, 13,4 para los isquiotibiales), con valores P de 0.035 y 0.010, respectivamente. El ritmo de carrera se asoció estadísticamente con lesiones en el talón; aquellos con lesiones en el talón entrenaron a un ritmo más lento (12,2 min · milla -1 ) que aquellos sin lesiones en el talón (10,4 min · milla -1 ), P = 0,034. El grupo con lesiones en las espinillas pasó una mayor proporción de su entrenamiento haciendo entrenamiento a intervalos (13,8%) que el grupo sin lesiones en las espinillas (7,1%), P= 0,040. Aquellos que habían tenido lesiones en la espalda y lesiones en los muslos pasaron un porcentaje menor de su entrenamiento en superficies de concreto o asfalto (49.2% para el grupo con lesiones de espalda vs 71.6% para aquellos sin lesiones de espalda, P = 0.005; 42.2% para el grupo con lesiones en el muslo vs 71.1% para aquellos sin lesiones en el muslo, P = 0,011). No se encontraron asociaciones estadísticas entre los años de experiencia en la carrera y ninguna de las categorías de lesiones.

La duración del uso del calzado se asoció estadísticamente con las lesiones generales, y los que tuvieron alguna lesión cambiaron a un nuevo par de zapatos antes (cada 7,0 meses) que los que no sufrieron ninguna lesión (cada 10,8 meses), P = 0,016. El uso de plantillas de calzado (ortesis, plantillas, soportes para el arco o elevadores de talones) fue más común en aquellos con lesiones en el pie (69,2%) en comparación con aquellos sin lesiones en el pie (23,6%), P = 0,000 y fue más común en aquellos con alguna lesión (35,6%) que en aquellos sin lesión (21,1%), P = 0,007. No se encontraron asociaciones estadísticamente significativas entre el número de zapatos usados ​​(un par, dos pares alternos, etc.) y cualquiera de las categorías de lesiones.

Los sujetos con lesiones en los músculos isquiotibiales eran mayores (47,7 años) que aquellos sin lesiones en los músculos isquiotibiales (40,6 años), P = 0,019. Los hombres con lesiones en los pies tenían una estatura más corta (174 cm) que los hombres sin lesiones en los pies (178 cm), P = 0,033. También tenían un peso más ligero (72,5 kg) y tenían un IMC más bajo (24,0) que aquellos sin lesiones (82,1 kg e IMC 26,0), P = 0,011 y P = 0,045, respectivamente. Las mujeres que habían tenido lesiones de espalda tenían mayor peso (76,8 kg) e IMC (27,2) que las mujeres sin lesiones de espalda (63,3 kg e IMC 23,4), P = 0,002 y P = 0,009, respectivamente.

Comparación de tres grupos de variables

Las comparaciones terciles basadas en cada medición de alineación arrojaron los siguientes resultados. La IA del pie izquierdo tuvo un valor P significativo para las lesiones de los isquiotibiales ( P = 0,046) con una incidencia del 8,25% en el grupo medio en comparación con el 2,13% y el 2,04% de los grupos bajo y alto, respectivamente. No se encontraron asociaciones estadísticas para HV (izquierda, derecha o combinada) en ninguna de las categorías de lesiones. La TSA izquierda se asoció con lesiones de tobillo ( P = 0,035) con 0% de lesiones en el grupo alto en comparación con 6,48% y 7,14% en los grupos bajo y medio, respectivamente. KV se asoció estadísticamente con la cadera ( P = 0,038) y con el tobillo ( P= 0.041) lesiones. Hubo una mayor incidencia de lesiones de cadera en el grupo de KV medio (13,64%) frente a los grupos bajo (6,09%) y alto (4,12%). Se produjo una disminución de la incidencia de lesiones de tobillo en el grupo de KV bajo (0,88%) en comparación con los grupos medio (8,05%) y alto (6,19%). LLD se asoció estadísticamente con lesiones de espalda ( P = 0,008) con una mayor incidencia en los grupos bajo (10,95%) y alto (14,49%) en comparación con el grupo medio (1,94%).

El kilometraje semanal se asoció estadísticamente con lesiones en los músculos isquiotibiales ( P = 0,012) con una mayor incidencia de lesiones en los grupos de kilometraje progresivamente más altos: 1,57, 8,22 y 11,11% para los grupos de kilometraje bajo, medio y alto, respectivamente. El porcentaje de intervalos se asoció con lesiones en la espinilla ( P = 0.047) con incidencias de 10.08, 6.06 y 23.08%, para los grupos bajo, medio y alto, respectivamente. El porcentaje de entrenamiento sobre hormigón se asoció con la espalda ( P = 0,002) y el muslo ( P= 0,003) lesiones. Los que corrían sobre concreto menos tenían una incidencia del 20,93% de lesiones de espalda en comparación con los grupos medio y alto, 4,17 y 5,13%, respectivamente. Para las lesiones de muslo, las incidencias para los grupos bajo, medio y alto fueron 6,98, 10,42 y 0,64%, respectivamente. Los sujetos que alternaban entre más de dos pares de zapatos tenían menos lesiones de rodilla (0%) que los que usaban solo un par (20,25%) o los que alternaban entre dos pares (27,08%), P = 0,037. La duración del uso del calzado se asoció con lesiones en los muslos ( P = 0,020) con 0% en el grupo de duración más corta y 7,14% y 7,41% en los grupos de duración media y larga. El uso de plantillas para zapatos se asoció con lesiones en los muslos ( P = 0,025, 6,33% para los usuarios frente al 1,45% para los no usuarios); lesiones en los piesP = 0,000, 22,78% en usuarios vs 3,88% en no usuarios); y lesiones generales ( P = 0,007, 60,26% en usuarios frente a 42,29% en no usuarios). No se encontraron asociaciones estadísticas por años de experiencia y por ritmo de entrenamiento.

Las lesiones de los músculos isquiotibiales ocurrieron con más frecuencia (9,57%) en sujetos mayores que en los grupos de edad más jóvenes (1,94%) y medios (1,98%) ( P = 0,011). La altura se asoció con lesiones en los pies en los hombres ( P = 0,042) con 0% en el grupo más alto, 13,73% en el grupo medio y 16,28% en el grupo bajo. De manera similar, las lesiones del pie en los hombres fueron más comunes en los grupos de bajo peso ( P = 0.008) e IMC ( P = 0.031) (23.26% y 21.43%, respectivamente) en comparación con sus grupos medios o altos: 4.76 y 4.88% para peso y 4,65 y 7,32% para el IMC, respectivamente. Para las mujeres, el peso se asoció con la espalda ( P = 0,046) y en general ( P= 0,005) lesiones. No se produjeron lesiones de espalda en el grupo de bajo peso en comparación con el 7,69% y el 12,24% en los grupos medio y alto, respectivamente. Para las lesiones generales, las incidencias fueron 23,40, 50,98 y 53,19% para los grupos de peso bajo, medio y alto, respectivamente. El IMC se asoció con lesiones en las espinillas en los hombres ( P = 0,045) con 0% de lesiones en el grupo medio en comparación con 14,29 y 9,76% en los grupos bajo y alto, respectivamente.

Análisis multivariados

Para las lesiones de espalda, la regresión logística múltiple escalonada arrojó un porcentaje de tiempo de carrera sobre concreto (OR = 0,194, P = 0,029), HV derecho (OR = 0,862, P = 0,042) y perteneciente al grupo LLD más bajo (OR = 9,775, P = 0,033) como predictores estadísticamente significativos en el modelo final. La pertenencia al grupo de LLD más alto (OR = 6.799, P = 0.096) también apareció en el modelo final.

La regresión escalonada para las lesiones de cadera reveló que pertenecían al grupo de KV más alto (OR = 0,185, P = 0,016) y más bajo (OR = 0,197, P = 0,021), y pertenecían al grupo con menos experiencia (OR = 0,174, P = 0,029) , fueron protectores de lesiones. Pertenecer al grupo más experimentado (OR = 0.236, P = 0.073) también estaba en el modelo final.

Para las lesiones de muslo, la regresión arrojó el porcentaje de ejecución en concreto como el único predictor en el modelo final (OR = 0.047, P = 0.024).

La regresión escalonada para las lesiones de los músculos isquiotibiales arrojó kilometraje (OR = 1,107, P = 0,005) y pertenecer al grupo de IA izquierdo más bajo (OR = 0,064, P = 0,023) como predictores en el modelo final.

No quedaron predictores estadísticamente significativos en el modelo final para las lesiones de rodilla.

Para las lesiones de la espinilla, la regresión dejó un modelo final que consta de intervalos porcentuales (OR = 55,910, P = 0,04) pertenecientes al grupo de IA más bajo derecho (OR = 6,431, P = 0,019) y pertenecientes al grupo de IA superior derecho (OR = 4,942 , P = 0,052).

La regresión para las lesiones de tobillo dejó un modelo final de TSA izquierda (OR = 0,866, P = 0,016) y LLD (OR = 0,195, P = 0,049) como predictores estadísticamente significativos.

El IMC (hombres y mujeres combinados) fue el único predictor que quedó en el modelo final para las lesiones del talón después de la regresión, y fue estadísticamente significativo (OR = 1.237, P = 0.005).

Para las lesiones del pie, la regresión arrojó un modelo final de LLD (OR = 0.325, P = 0.047) y uso de plantillas de zapatos (OR = 6.852, P = 0.000) como predictores estadísticamente significativos.

Para las lesiones generales, la regresión produjo un modelo final con la duración del uso del calzado (OR = 0,929, P = 0,042) y el uso de insertos (OR = 1,982, P = 0,048) como predictores estadísticamente significativos.

DISCUSIÓN

No se encontró que las malas alineaciones menores fueran factores de riesgo de lesión en nuestros corredores. Encontramos muy pocas relaciones estadísticas entre las medidas de alineación y las lesiones. La IA se asoció con lesiones en los isquiotibiales y las espinillas. El HV se asoció con lesiones en la espalda. La TSA se asoció con lesiones de tobillo. KV se asoció con lesiones de cadera. LLD se asoció con lesiones de espalda y tobillo.

Varios parámetros de entrenamiento y variables antropométricas se evaluaron como posibles factores de confusión en este estudio. El kilometraje semanal solo se asoció con lesiones en los isquiotibiales. Se produjeron más lesiones en las espinillas en los que realizaban más entrenamiento a intervalos. Aquellos con lesiones en la espalda y los muslos corrieron menos en superficies de concreto o asfalto. El grupo general de lesionados tendió a cambiarse a zapatos nuevos con más frecuencia que aquellos sin lesiones, y el uso de plantillas de zapatos se asoció con más lesiones generales (especialmente lesiones en los pies). No se encontraron asociaciones para el ritmo de entrenamiento o para alternar dos o más pares de zapatos. No se encontraron asociaciones para la edad y las lesiones, pero la experiencia se asoció con las lesiones de cadera. Se produjo una mayor incidencia de lesiones en el talón al aumentar el IMC. El peso y la altura no se asociaron con las lesiones, controlando otros factores.

Cowan y col. (3) , en un estudio prospectivo, encontró una tendencia de aumento del riesgo de lesiones con el aumento de la altura del arco, que no estaba presente en nuestro estudio. Sin embargo, nuestro estudio fue retrospectivo con posibles sesgos de selección. Además, presumiblemente, a los reclutas de infantería del Ejército en su estudio se les asignó calzado idéntico para el período de entrenamiento, mientras que nuestros sujetos civiles usaban sus propios zapatos de entrenamiento elegidos, que pueden haber compensado las diferencias de altura del arco .

El estudio de casos y controles de Viitasalo y Kvist (20) sugirió un mayor valgo del talón en bipedestación en sujetos con calambres en las espinillas frente a controles sanos. No encontramos tal relación en nuestro estudio. Muchas autoridades consideran que la TSA es una evaluación más funcional de la posición de la rótula que el ángulo Q, ya que la rótula se encaja en el surco troclear con la rodilla flexionada a 90 ° (15) . Se cree que un ángulo mayor hace que uno sea más propenso a sufrir síndromes de dolor femororrotuliano. Nuestro estudio no encontró asociación de TSA con lesiones de rodilla. Hasta donde sabemos, rodilla en varo / valgo (14) y LLD (4)no se ha demostrado definitivamente que sean factores de riesgo de lesiones por correr en otros estudios. En nuestro estudio, se encontraron asociaciones unilaterales en análisis bivariados para AI, HV y TSA con lesiones. No está claro el significado de estos hallazgos y si correr en superficies de carreteras inclinadas puede ser una explicación.

En estudios previos, correr kilometraje ha sido uno de los factores de riesgo de lesiones más consistentes (6,9,10,16,19,21) . Marti y col. (10) mostraron que aunque el riesgo absoluto de lesión aumenta con el aumento del kilometraje, el riesgo relativo (por unidad de distancia recorrida) disminuye al aumentar el kilometraje. El kilometraje puede considerarse un “cofactor” de las lesiones; es decir, si uno no corre (0 kilometraje promedio), es muy poco probable que desarrolle una lesión al correr independientemente de otros factores de riesgo. Debe recordarse que nuestros corredores como grupo promediaron solo 13.7 millas · semana -1, y esto puede haber dificultado el hallazgo de cualquier asociación de alineación con lesiones. Nuestra cohorte de bajo kilometraje puede no haber sido tan propensa a las lesiones como una cohorte de mayor kilometraje con características de alineación similares.

Los datos anteriores sobre otros parámetros de entrenamiento como el ritmo no han sido concluyentes (19) . Jacobs y col. (6) no encontraron asociaciones entre el entrenamiento a intervalos y las lesiones. Walter y col. (21) encontraron un aumento del 50% en el riesgo de lesiones al tener dos o más pares de zapatos. La mayoría de los estudios anteriores no mostraron asociación entre la edad y las lesiones al correr (19,21), aunque Marti et al. (10) encontraron una disminución de las lesiones con el aumento de la edad y con el aumento de la experiencia (controlando por edad). Existe poca evidencia concluyente en la literatura que asocie la altura, el peso y el IMC con el riesgo de lesiones (19) .

Dado que este estudio fue retrospectivo (como lo son la mayoría de los estudios en la literatura), no se puede saber con certeza si las prácticas de entrenamiento informadas por los sujetos fueron causales en relación con las lesiones o si fueron un efecto o resultado de una lesión. es decir, existe ambigüedad temporal. La falta de asociación entre el kilometraje y la mayoría de las categorías de lesiones en este estudio puede deberse a que aquellos que habían tenido lesiones corrían menos, ya sea por una recuperación incompleta o por precaución. Por lo tanto, no está claro si el kilometraje contribuyó a la lesión, o si la lesión contribuyó a la disminución del kilometraje, o ambos. El caso extremo de lesión que afecta el kilometraje es la no participación debido a la lesión, es decir, el sesgo de selección de participantes sanos (6,10). La misma línea de razonamiento podría aplicarse a los demás parámetros de entrenamiento y a la edad. De manera similar, los corredores “propensos a las lesiones” pueden intentar prevenir las lesiones alternando zapatos, cambiándose a pares nuevos antes o usando plantillas de zapatos.

Hubo potencial de sesgo de selección en este estudio de cohorte retrospectivo. Es posible que los miembros potenciales del programa de entrenamiento que tenían un historial de lesiones relacionadas con la carrera o que por alguna razón sintieran que eran “propensos a sufrir lesiones” no intentaran el programa por temor a lesionarse. De manera similar, aquellos corredores que estaban actualmente (en el momento de la inscripción) lesionados pueden haber tenido menos probabilidades de inscribirse en el programa de entrenamiento y no se habrían incluido en nuestro estudio, es decir, el “efecto de participante saludable” (6,10) . Si de hecho las medidas anatómicas que estamos intentando estudiar juegan un papel en la lesión, entonces es posible que aquellos con medidas “predisponentes a la lesión” se hayan autoseleccionado de nuestra población de estudio.

Este estudio estuvo limitado por la confiabilidad de algunas de las mediciones. Aunque el mismo examinador realizó dos ensayos de cada medición en cada extremidad y luego se promedió para los análisis y la correlación entre los dos ensayos fue mejor que 0,900 para todas las mediciones, no se verificó una verdadera confiabilidad intraobservador. Los examinadores realizaron la segunda prueba inmediatamente después de la primera y, por lo tanto, no estaban cegados a los resultados de la primera prueba. Debido al tiempo limitado disponible para inscribir y medir a los sujetos, tampoco se verificó el acuerdo entre evaluadores. Aunque se impartió una sesión de formación a los examinadores con la estandarización de las técnicas de medición, la fiabilidad interobservador solo se puede suponer. Las medias y los rangos de los valores obtenidos por cada uno de los cinco examinadores de IA (en diferentes temas) no difirieron; y aunque las medias de los cinco examinadores de KV diferían algo, cuando se tiene en cuenta el amplio rango general (de -101 mm a +67,5 mm), las diferencias de medias entre los examinadores no eran sustanciales. Con base en estas observaciones y en la que las mediciones de AI y KV fueron relativamente fáciles de realizar, creemos que las AI y KV fueron mediciones confiables. Parecía haber diferencias relativamente grandes entre los valores medios obtenidos para los tres examinadores de HV y los cuatro examinadores de la TSA, y las correlaciones entre el primer y segundo ensayo fueron las más pobres. HV y TSA también fueron mediciones difíciles de realizar para los examinadores. Por lo tanto, creemos que las mediciones de HV y TSA fueron menos confiables.

La información sobre los parámetros de entrenamiento y las lesiones se obtuvo mediante un cuestionario, lo que crea la posibilidad de sesgo de autoinforme y sesgo de recuerdo. La medida de resultado fue la lesión, que se dividió en nueve sitios anatómicos, en lugar de por diagnósticos, que a menudo no se conocían. Por lo tanto, es muy posible que diferentes sujetos hayan colocado el mismo diagnóstico en diferentes categorías. Dado que el objeto de nuestro estudio fue analizar específicamente las lesiones por “uso excesivo”, solo las lesiones de inicio “gradual” se contaron como lesiones y no las lesiones de inicio “inmediato”. En muchos casos, esta fue una decisión difícil de tomar. Surgió más dificultad al intentar determinar si la lesión estaba relacionada con correr o con otras actividades. Si no estaba claro si una lesión fue causada por el uso excesivo o si estuvo relacionada con correr, se contabilizó como una lesión en los análisis. Esto ocurrió en 40 de las 184 lesiones, de las cuales 18 fueron por lesiones de espalda (18 de 26 lesiones de espalda totales, o 22 de 158 todas las demás lesiones distintas de la espalda). Por lo tanto, posiblemente hemos sobreestimado el número de lesiones (especialmente lesiones de espalda) en nuestra población, habiendo incluido algunas lesiones que pueden no estar relacionadas con la carrera. Es poco probable que este sesgo potencial de clasificación errónea de “lesión” versus “no lesión” haya sido diferente entre los diferentes grupos de medición, grupos de parámetros de entrenamiento o grupos antropométricos. Por lo tanto, la clasificación errónea fue probablemente no diferencial, y cualquier sesgo basado en esto probablemente habría sido hacia la nula. o 22 de 158 todas las demás lesiones no en la espalda). Por lo tanto, posiblemente hemos sobreestimado el número de lesiones (especialmente lesiones de espalda) en nuestra población, habiendo incluido algunas lesiones que pueden no estar relacionadas con la carrera. Es poco probable que este sesgo potencial de clasificación errónea de “lesión” versus “no lesión” haya sido diferente entre los diferentes grupos de medición, grupos de parámetros de entrenamiento o grupos antropométricos. Por lo tanto, la clasificación errónea fue probablemente no diferencial, y cualquier sesgo basado en esto probablemente habría sido hacia la nula. o 22 de 158 todas las demás lesiones no en la espalda). Por lo tanto, posiblemente hemos sobreestimado el número de lesiones (especialmente lesiones de espalda) en nuestra población, habiendo incluido algunas lesiones que pueden no estar relacionadas con la carrera. Es poco probable que este sesgo potencial de clasificación errónea de “lesión” versus “no lesión” haya sido diferente entre los diferentes grupos de medición, grupos de parámetros de entrenamiento o grupos antropométricos. Por lo tanto, la clasificación errónea fue probablemente no diferencial, y cualquier sesgo basado en esto probablemente habría sido hacia la nula. Es poco probable que este sesgo potencial de clasificación errónea de “lesión” versus “no lesión” haya sido diferente entre los diferentes grupos de medición, grupos de parámetros de entrenamiento o grupos antropométricos. Por lo tanto, la clasificación errónea fue probablemente no diferencial, y cualquier sesgo basado en esto probablemente habría sido hacia la nula. Es poco probable que este sesgo potencial de clasificación errónea de “lesión” versus “no lesión” haya sido diferente entre los diferentes grupos de medición, grupos de parámetros de entrenamiento o grupos antropométricos. Por lo tanto, la clasificación errónea fue probablemente no diferencial, y cualquier sesgo basado en esto probablemente habría sido hacia la nula.(2) .

Dos factores de riesgo de lesiones por correr reportados previamente que no pudimos examinar o controlar en este estudio fueron lesiones previas y aumentos repentinos en el entrenamiento (6,8-10,16,19) . Se desconoce en qué medida, si es que hubo alguno, estos dos factores pueden haber confundido nuestros resultados.

Aunque recopilamos datos sobre el número de zapatos, la duración del uso del calzado y el uso de plantillas de zapatos, aún era difícil controlar el efecto del zapato en sí y cómo los zapatos pueden haber confundido el efecto de las mediciones de alineación sobre el riesgo de lesiones. Es posible que la zapatilla para correr moderna (quizás algunos modelos más que otros) pueda compensar la alineación “alterada”, evitando lo que de otro modo habría sido una lesión y sesgando así nuestros resultados hacia el nulo. También es posible que los zapatos para correr puedan contribuir a las lesiones, dependiendo del individuo y del zapato. En líneas similares, la alineación estática puede no traducirse completamente en una alineación biomecánica dinámica (que puede verse afectada por el tipo de zapato usado). En este estudio no se evaluaron variables biomecánicas dinámicas.

Un último punto digno de mención está relacionado con la variación en la formación de los sujetos. Algunos de los participantes del Programa Road-runner eran caminantes (aproximadamente 15-20 de los 304) y no se hizo distinción entre caminantes y corredores. Además, algunos sujetos realizaron varias combinaciones de correr y caminar como parte de su entrenamiento. Existe muy poca literatura sobre lesiones al caminar, y no se sabe qué efecto puede haber tenido la combinación de caminantes con corredores (así como sujetos que caminaron y corrieron) en nuestros resultados, aunque especulamos que el efecto no fue sustancial debido a la baja número de caminantes a tiempo completo.

CONCLUSIÓN

Encontramos pocas relaciones consistentes entre cualquiera de nuestras medidas de alineación y el riesgo de lesiones por uso excesivo en los corredores, incluso después de controlar posibles factores de confusión. El estudio estuvo limitado por su recopilación retrospectiva de datos sobre lesiones y los consiguientes sesgos de selección potenciales y la incapacidad para determinar la causa y el efecto. Otra limitación fue la fiabilidad limitada de las propias mediciones. Dentro de los confines de estas limitaciones, parece que las desalineaciones estructurales menores probablemente no sean factores de riesgo de lesiones por correr en cohortes de kilometraje relativamente bajo, como nuestra población. Es probable que la etiología de las lesiones por correr sea multifactorial, como propone Meeuwisse (11), que implica factores extrínsecos (como los parámetros de entrenamiento) que actúan sobre una composición intrínseca predispuesta (como la alineación “alterada”). Se necesitan más estudios con seguimiento prospectivo de las lesiones, para reducir el sesgo de selección y para determinar mejor la causa y el efecto, para confirmar o refutar nuestros hallazgos.