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Desarrollo y validación de un nuevo sistema de calificación para calificar la postura del pie de pie: el índice de postura del pie

Redmond, Anthony C., Jack Crosbie, and Robert A. Ouvrier. “Development and validation of a novel rating system for scoring standing foot posture: the Foot Posture Index.” Clinical biomechanics 21.1 (2006): 89-98.

https://doi.org/10.1016/j.clinbiomech.2005.08.002

Las limitaciones de los métodos clínicos para evaluar la postura del pie están bien documentadas. Se propone una nueva medida, el Foot Posture Index, y se describe su desarrollo y validación.

Actualmente, no existe un método universalmente aceptado o adecuadamente validado para cuantificar la variación en la postura del pie en el contexto clínico (Razeghi y Batt, 2002). Los estudios objetivos de laboratorio de la función de las extremidades inferiores representan el estándar de oro, pero requieren una tecnología compleja y un examen prolongado, lo que no es práctico en algunos entornos. Muchos estudios objetivos también han modelado el pie como un solo segmento rígido (Reischl y col., 1999), lo que justifica cualquier simplificación excesiva sobre la base de un error reducido en estos estudios. Por el contrario, los estudios que modelan el pie con más detalle a menudo se ven afectados por una fiabilidad y una validez deficientes (Keenan y Bach, 1996; Reinschmidt y col., 1997).

En los últimos años, organizaciones como el Consejo de Investigación de la Sociedad Estadounidense de Tobillo y Pie Ortopédico (Saltzman y col., 1997), el Grupo de Interés Especial de Pie y Tobillo de la Asociación Estadounidense de Terapia Física (McClay, 2001) y otros (Keenan, 1997; Kitaoka y col., 1997) han destacado como una prioridad, la necesidad de mejores medidas de patología del pie e indicaron algunas de las características requeridas de un nuevo instrumento.

Las características recomendadas incluyen confiabilidad, simplicidad de uso, resultados cuantitativos que reflejan la complejidad de la función del pie, minimización de la subjetividad y la capacidad de tomar medidas sin el uso de equipos sofisticados.

El objetivo de este artículo es describir una serie de estudios en los que se desarrolló y perfeccionó un instrumento para evaluar mejor la postura del pie a partir de estos principios. Se presenta un proceso de cuatro fases que detalla la derivación de las medidas, el desarrollo de un sistema de puntuación, la selección y reducción de componentes y la validación final. El resultado es un sistema de puntuación observacional de seis criterios que proporciona una cuantificación válida de la postura del pie de pie que denominamos Índice de postura del pie (FPI).

METODOS

Fase uno: derivación de medidas adecuadas para su inclusión

En una revisión exhaustiva de la literatura, se identificaron 119 artículos que describían con suficiente detalle la evaluación clínica de la postura del pie. De estos, se identificaron 36 medidas clínicas discretas y se clasificaron según la forma en que cada una representaba el pie. Se identificaron cinco categorías: (1) medidas directas de la postura del pie, (2) medidas indirectas de la postura del pie, (3) filosofías o enfoques para la clasificación del pie, (4) pruebas pseudodinámicas, (5) pruebas complementarias. Se construyó una matriz para mapear las medidas candidatas con las características deseables señaladas anteriormente, y en función de su capacidad para medir los cambios posturales en cada uno de los tres planos corporales, y según el segmento anatómico a evaluar (retropié / mediopié / antepié / múltiple). Se seleccionaron ocho posibles medidas para una versión preliminar del FPI (Datos complementarios — Cuadro complementario 1). El instrumento fue diseñado para ser utilizado con el sujeto en reposo silencioso con dos extremidades porque: (a) soporte de peso las medidas representan mejor la función del pie que las medidas que no soportan peso (McClay, 2001), (b) esta posición es bien conocida por los médicos y (c) las poblaciones en las que se utilizará la nueva medida incluyen pacientes con problemas de equilibrio y control postural.

Fase dos: definición del sistema de puntuación

Se eligió una escala tipo Likert de cinco puntos por la rapidez de la recopilación de datos (Likert, 1952) y para restringir las respuestas a los criterios establecidos. Las escalas de cinco puntos proporcionan un compromiso razonable entre sensibilidad, fiabilidad y facilidad de uso (Bennett y col., 2001). La escala se ancló de manera que la respuesta central fuera cero, con el signo de la desviación de esta respuesta central indicando la dirección del cambio postural. El valor central permite derivar puntuaciones simétricas a ambos lados de una posición nominal neutral o normal. Los criterios de puntuación específicos se individualizan para cada una de las medidas componentes y se describen en un manual adjunto disponible en línea en: http://www.leeds.ac.uk/medicine/FASTER/FPI/. Los puntajes agregados resultantes para la versión inicial de ocho ítems del FPI variaron de 16 (características supinadas) a +16 (características en pronación), y los puntajes agregados para la versión finalizada de seis ítems del FPI varían de 12 a +12.

Fase tres: evaluación y reducción de componentes

Una evaluación informal de prueba de concepto, que no se informa aquí, demostró que el borrador del instrumento tenía una utilidad clínica adecuada. La tercera fase examinó la validez de los componentes e informó la reducción de componentes para crear una versión final del instrumento. Las puntuaciones del FPI de ocho ítems se compararon con las puntuaciones del índice de Valgus derivadas al mismo tiempo (Rose, 1991) y, en una segunda etapa, se reconstruyó un modelo de miembro inferior estático tridimensional a partir de los datos obtenidos de un sistema de seguimiento de movimiento electromagnético (EMT).

Se utilizó un modelo de regresión ordinal para cuantificar la fuerza de la relación entre las variables EMT y cada uno de los componentes del FPI. La tercera fase, la primera parte, fue aprobada por el comité de ética de la investigación de la Universidad de Western Sydney de Sydney y la segunda parte por los comités de ética de la investigación de la Universidad de Western Sydney y la Universidad de Sydney.

  • Fase tres, parte uno: validez concurrente — estudio de campo

Las puntuaciones del índice de postura del pie y el índice valgo de Rose se obtuvieron simultáneamente en una prueba de campo preliminar. Se empleó el índice de Valgus porque es objetivo y suficientemente válido (Thomson, 1994) y porque permite la recopilación rápida de datos de la postura del pie de una muestra grande en el mismo entorno no de laboratorio para el que se diseñó el FPI. Las calificaciones del FPI se llevaron a cabo para cada uno de los 131 sujetos mientras estaban parados sobre un pedograma, tinta y tapete de papel. El índice de Valgus se calculó más tarde a partir de la huella entintada. Se construyó un modelo de regresión ordinal para evaluar la capacidad del puntaje total de ocho ítems del FPI para predecir los puntajes del Índice Valgus, y la confiabilidad entre ítems para cada uno de los ocho componentes se evaluó utilizando el coeficiente a de Cronbach. También se realizó un análisis de componentes principales para identificar factores latentes que no eran aparentes a priori y explorar la unidimensionalidad de la medida.

La muestra para esta fase estuvo compuesta por 91 (69,5%) hombres y 40 (30,5%) mujeres de clubatles de 18 a 65 años (media = 33,7 años). Las puntuaciones del índice de Valgus para el grupo oscilaron entre 3,6 y 33,61 (media = 10,28, DE = 6,52), valores en estrecha concordancia con los valores normales descritos anteriormente (Rose, 1991; Thomson, 1994). Las puntuaciones del FPI variaron de 7,0 a 15,0 (media = 4,9, DE = 3,9) y los datos de un limón (decidido mediante el lanzamiento de una moneda) se incluyeron en los análisis inferenciales. El modelo de regresión ordinal ingresó la puntuación total del FPI como la variable predictora (independiente) y la puntuación del índice de Valgus como la variable dependiente. La linealidad de la relación se confirmó antes de emprender las regresiones.

El modelo de regresión ordinal indicó que las puntuaciones totales de ocho ítems del FPI predijeron el 59% de la varianza en los valores del índice de Valgus (Cox y Snell R2 = 0.590, B = 0.551, P <0.001, n = 131). La confiabilidad entre elementos se presenta en la Tabla 1. Para el conjunto de ocho elementos, la s a de Cronbach fue 0,834, lo que indica una buena confiabilidad entre elementos. Los coeficientes individuales fueron altos o muy altos para seis de los ocho componentes del FPI.

Tabla 1 – Cronbach s a para los ocho componentes del FPI-8

Los componentes que miden el signo de Helbing y la congruencia del borde lateral del pie mostraron poca confiabilidad entre ítems (Cronbach s a <0.40).

Se realizó un análisis de componentes principales con rotación varimax, con extracción de factores con Autovalores mayores a 0.9. El primer factor extraído explicó el 49% de la varianza en la puntuación del FPI (Datos complementarios — Cuadro complementario 2). Este factor incluyó siete de los ítems del FPI. Un segundo factor, que explica el 12% de la varianza, fue principalmente una función de la congruencia del borde lateral del pie (carga = 0,91), lo que sugiere que podría ser evidente un subgrupo separado con variación en la posición del pie independiente del contorno lateral del pie. .

  • Fase tres, parte dos: validez concurrente: estudio de laboratorio

Para medir las calificaciones del FPI al mismo tiempo que una medida objetiva detallada de la postura estática del pie, se utilizó un sistema FastrakTM para reconstruir un modelo tridimensional de miembros inferiores para la pierna derecha de 20 voluntarios sanos (M = 9, F = 11, rango de edad 21-45 ) en cada una de las tres posiciones. Dos canales de captura alimentados en una única unidad de captura de movimiento de muestreo a 60 Hz. El canal uno (c1) recopiló datos de un sensor de referencia fijado al borde medial de la tibia, mientras que el canal dos (c2) registró la posición y orientación de un sensor conectado a un lápiz, que se utilizó para derivar las coordenadas cartesianas de 17 anatómicas. puntos de referencia en la parte inferior de la pierna (Fig. 1). Los modelos rígidos de la tibia, el retropié y el antepié en cada una de las tres posturas se reconstruyeron en software.

Fig. 1. Hitos anatómicos y definiciones de segmentos.

El error cuadrático medio del protocolo utilizado para medir las coordenadas de los puntos de referencia estuvo entre 0,87 mm y 2,54 mm. El coeficiente de correlación intraclase para la repetibilidad de la definición de segmento utilizando este protocolo fue 0,999.

Los sujetos fueron manipulados, de acuerdo con un protocolo de asignación al azar predeterminado, en cada una de las tres posiciones: (i) una posición funcionalmente neutra correspondiente a una puntuación de 0 utilizando el FPI; (ii) una posición de apoyo en pronación correspondiente al punto de máxima rotación tibial interna y eversión del retropié; (iii) una posición de apoyo en supinación correspondiente al punto de máxima rotación tibial externa e inversión del retropié.

Se calcularon las variaciones posturales en los tres planos para cinco complejos de articulaciones:

Además, se calculó el ángulo del plano frontal entre los marcadores L7 (punto medio del tendón de Aquiles), L8 (inserción del tendón de Aquiles en el calcáneo) y L9 (calcáneo inferior) para obtener un ángulo (AA), el ángulo de Aquiles. Finalmente, la verdadera altura vertical (V) de L12 (la tuberosidad del escafoides) se determinó mediante triangulación a partir de las posiciones y orientaciones de L9, L10, L15 y L17.

Cada uno de los ocho componentes del FPI se ingresó a su vez como variable dependiente en una serie de modelos de regresión ordinal (Walters et al., 2001), y se estableció la contribución de las medidas EMT a la explicación de la varianza en la puntuación de cada componente del FPI. La primera iteración de cada modelo de regresión ordinal ingresó todas las variables EMT, y las iteraciones posteriores eliminaron las variables EMT que no contribuían al modelo o demostraban una correlación asintótica de covariables (colinealidad o redundancia). El modelo completo se presenta como datos complementarios (Datos complementarios — Cuadro complementario 3).

Seis componentes demostraron validez, pero dos componentes causaron preocupación. En primer lugar, el componente FPI que mide la congruencia del borde lateral no se ajusta al modelo de regresión ordinal, por lo que no se pudo establecer la validez concurrente. En segundo lugar, mientras que la presencia del signo de Helbing se predijo moderadamente bien (R2 = 0,73) mediante una combinación de cuatro variables de EMT, era preocupante que la medida derivada de EMT del ángulo de Aquiles —directamente análoga al signo de Helbing— no fue retenido en el modelo final.

  • Fase tres, parte tres: reducción de componentes

El desempeño de cada uno de los ocho componentes en el transcurso de las fases previas del desarrollo del instrumento se utilizó para informar la composición del borrador final del instrumento (Tabla 2).

Tabla 2 – Resumen del desempeño de los ocho componentes candidatos

El componente FPI que mide la congruencia del borde lateral demostró un ajuste deficiente al modelo de regresión en el estudio de EMT (sin evidencia de validez concurrente), se cargó en un factor separado en el análisis factorial (validez de constructo deficiente) y tuvo una baja correlación entre elementos de a = 0,20 (escasa validez de contenido). Además, la superposición teórica con el componente que mide la abducción / aducción del antepié introdujo cierta redundancia (escasa validez de constructo), por lo que el componente de congruencia del borde lateral se eliminó del borrador final del nuevo instrumento.

La medida del FPI de la congruencia del arco medial también se encontraba entre las medidas de peor rendimiento en el estudio de validez concurrente EMT, pero había mostrado una buena correlación entre ítems de a = 0,72 (validez de contenido adecuada). Se consideró que esta medida tenía baja redundancia, siendo la única medida de la postura del pie en el plano sagital y, por tanto, se mantuvo la medida del arco medial.

La medida del FPI del signo de Helbing había demostrado una baja correlación entre elementos (a de Cronbach = 0,36), lo que nuevamente indicaba una mala validez de contenido. La ausencia de cualquier relación significativa con el ángulo de Aquiles medido por EMT indicó una escasa validez concurrente y de constructo.

El signo de Helbing fue el único componente del FPI que se basó en la observación de las relaciones de los tejidos blandos, y fue una de las tres medidas para estimar la posición del retropié en el plano frontal, lo que indica cierta redundancia. Por tanto, la medida que describe el signo de Helbing también se eliminó del borrador final del FPI. Los cinco componentes restantes se conservaron. En la Tabla 3 se presenta una hoja de datos de muestra para la versión finalizada de seis ítems del instrumento (FPI-6).

Tabla 3 – Hoja de datos para el índice de postura del pie de seis elementos

Fase cuatro: validez concurrente y predictiva de la versión finalizada de seis ítems del FPI

Los objetivos de la cuarta fase fueron: (i) Evaluar la validez concurrente de las puntuaciones FPI-6 finalizadas frente a un modelo EMT estático validado del complejo de la articulación del tobillo (AJC). (ii) Determinar hasta qué punto las puntuaciones del FPI-6 estático predicen variaciones sistemáticas en la posición del AJC durante la marcha normal.

Comparación de las medidas FPI (versión de seis elementos) con datos EMT estáticos y dinámicos contemporáneos derivados de datos de sensores montados en la superficie, utilizando un modelo complejo de articulación del tobillo de seis grados de libertad. La aprobación ética fue proporcionada por el comité de ética de la investigación local de la Universidad de Sydney.

Las posiciones y movimientos complejos de la articulación del tobillo se capturaron utilizando un sistema de seguimiento de movimiento electromagnético FastrakTM (Polhemus Inc., Colchester VT., EE. UU.), Empleando un transmisor de largo alcance y capturando a 30 Hz. Dentro del volumen de captura utilizado en este estudio de 800 mm (dirección X) por 1300 mm (dirección Y) por 600 mm (dirección Z), el error cuadrático medio asociado con la rotación angular se determinó para nuestra configuración en 0,8 para un rotaciones, 0,6 para b rotaciones y 0,4 para c rotaciones. En los estudios dinámicos, los participantes comenzaron a caminar en un extremo de una pasarela de 9 my pasaron ininterrumpidamente a través del volumen de captura calibrado a un ritmo de caminata autoseleccionado, continuando hasta el otro extremo de la pasarela. Los eventos de la fase de apoyo se agregaron utilizando resistencias de detección de fuerza (Interlink Electronics Inc, Santa Barbara CA, EE. UU.), pegadas al hallux y al talón. Los datos de los sensores se filtraron y sincronizaron mediante el paquete de software de análisis de movimiento 6D ResearchTM (Skill Technologies Inc., Phoenix, AZ, EE. UU.) Como se describió en detalle anteriormente (Woodburn et al., 1999).

Utilizando el sistema de coordenadas de la articulación del tobillo definido por Wu et al. (2002), se construyeron modelos segmentarios para tres planos, aunque aquí solo se informan los movimientos para la inversión / eversión de AJC (AJCb).

Se reclutaron quince voluntarios sanos entre el personal y los estudiantes de posgrado de la Unidad de Investigación en Reumatología y Rehabilitación de la Universidad de Leeds (hombre = 10, mujer = 5, rango de edad de 18 a 57 años). Ambas extremidades se instrumentaron en cada participante, con los sensores que miden los movimientos del AJC colocados de acuerdo con un protocolo descrito anteriormente (Cornwall y McPoil, 1999). Los participantes realizaron las pruebas de marcha (y las medidas estáticas relacionadas) en cada una de las tres condiciones en orden aleatorio:
(i) Una condición de control que represente la posición / movimiento natural del participante de pie o caminando.
(ii) Una posición evertida inducida por la aplicación de una cuña preformada de 450 kg / m3 de etileno-acetato de vinilo de alta densidad debajo del talón, orientada con el borde grueso paralelo al borde lateral del talón (la condición de cuña lateral).
(iii) Una posición invertida inducida por la aplicación de una cuña de acetato de vinilo de 10 etileno debajo del talón, con el borde grueso de la cuña paralelo al borde medial del talón (la condición de cuña medial).
El sistema EMT se calibró a cero antes de la recopilación de datos con el sujeto de pie en un punto marcado en el centro del volumen de captura. Mientras estaba de pie en este lugar, el participante fue manipulado en una posición que equivalía a una puntuación de cero para el FPI-6, con el tobillo en 90 y la rodilla recta. Posteriormente, esta posición sirvió de referencia para todas las medidas futuras.

Después de las dos pasadas de familiarización de la pasarela de 9 m, los participantes regresaron al centro del volumen de captura y se registraron cinco segundos de datos estáticos junto con la derivación contemporánea de las puntuaciones del FPI.

Luego, los participantes regresaron al final de la pasarela para realizar las pruebas de caminata a una velocidad seleccionada por ellos mismos. Se obtuvo un ciclo de marcha completo para cada pasada, con cinco buenos ciclos de marcha registrados para cada una de las condiciones de andar descalzo y acuñado. Los datos de rotación angular de las pruebas de marcha se procesaron posteriormente a 100 centiles del ciclo de la marcha utilizando el software 6DNorm de Cornwall como lo describen Woodburn et al. (Woodburn et al., 1999) y los coeficientes de correlación múltiple (CMC) se calcularon según lo descrito por Kadaba et al. (Kadaba et al., 1989).

Análisis

Los resultados descriptivos, como las curvas de tiempo de movimiento, se basaron en datos agrupados de ambas extremidades (n = 30), pero se realizaron análisis inferenciales (Tabla 4) con datos del limon derecho para evitar violar el supuesto de independencia en el conjunto de datos (Menz, 2004). La validez concurrente se investigó utilizando modelos de regresión lineal porque el gran número de niveles (25) en la puntuación total del FPI representa una escala subyacente que es efectivamente continua y, por lo tanto, adecuada para el análisis paramétrico (Cohen, 2001; Walters et al.,
2001). Antes de construir modelos de regresión lineal, todos los datos se trazaron en un diagrama de dispersión para verificar la linealidad en las relaciones, y se utilizó la prueba de Levene para probar la homogeneidad de las varianzas.

RESULTADOS

Condición estática

Se encontró que los datos de posición estáticos de un participante no se podían utilizar en el posprocesamiento, y los datos estáticos se relacionan con 14 participantes (cinco mujeres y nueve hombres). Se construyó un modelo de regresión lineal con AJCb estático ingresado como variable dependiente y la puntuación total ingresada del FPI-6 fue la variable independiente. Las puntuaciones del FPI-6 predijeron el 64% de la variación en la posición estática de AJCb durante la bipedestación silenciosa de dos miembros (R2 ajustado = 0,64, F = 73,529, P <0,001, n = 14).

Condición dinámica

Se obtuvieron datos cinemáticos del complejo de la articulación del tobillo de los 15 participantes para cinco pasadas de la pasarela en cada condición. El coeficiente intraindividual de correlación múltiple para AJCa fue 0,93 y fue evidente un cambio sistemático entre las condiciones (Tabla 4, Fig. 2).

Se ha sugerido anteriormente que el instante de la postura intermedia de la fase de postura está relacionado teóricamente con la posición asumida por el pie en la postura estática (McPoil y Hunt, 1995). Las relaciones entre la posición EMT estática y los datos EMT dinámicos se investigaron en varios puntos discretos (Tabla 5), ​​y la posición media se confirmó como el punto en el que las rotaciones AJCb estáticas y dinámicas están más estrechamente relacionadas (R = 0,864). Por lo tanto, se ingresó el instante de la posición media como la variable dependiente para la exploración en el modelo de regresión predictiva, con la puntuación total del FPI-6 ingresada como la única variable independiente. Los datos fueron graficados, demostrando una relación lineal adecuada, y la homogeneidad de la varianza se verificó nuevamente con el estadístico de Levene. El modelo de regresión lineal resultante (n = 15) arrojó un R2 ajustado de 0,41 (F = 31,786, P <0,001), lo que indica que la puntuación total del FPI predijo el 41% de la variación dinámica en la posición media del pie.

DISCUSION

Existe una variedad de medidas para cuantificar la postura y función del pie, que incluyen técnicas radiográficas, medidas anatómicas directas, evaluaciones de huellas y análisis dinámicos de laboratorio (Brosh y Arcan, 1994; Cavanagh et al., 1997; Williams y McClay, 2000).

El análisis de la marcha de laboratorio sigue siendo el estándar de oro, pero las instalaciones para producir datos objetivos de alta calidad son costosas y el proceso de adquisición de datos puede llevar demasiado tiempo para la evaluación de rutina del paciente.

Las imágenes radiográficas son igualmente exigentes y no pueden justificarse para la detección de rutina debido a los riesgos asociados con la exposición de los sujetos a la radiación ionizante.

Como alternativa clínica objetiva, en ocasiones se utilizan medidas basadas en huellas, y si bien han demostrado ser relativamente fiables (Cavanagh y Rodgers, 1987; Freychat et al., 1996), la relación entre estas medidas y la función dinámica es variable (Cavanagh y Rodgers , 1987; Hawes et al., 1992; Weiner-Ogilvie y Rome, 1998).

El enfoque más común para evaluar el pie en la práctica clínica habitual sigue siendo la medición directa de los ángulos y las posiciones de los puntos de referencia anatómicos. Las medidas más comúnmente reportadas son la relación angular del calcáneo, ya sea en relación con la pierna o el piso, y las medidas de la altura del arco. Las estimaciones de la fiabilidad de las técnicas varían enormemente (Jonson y Gross, 1997), pero la mayoría de los informes sugieren una fiabilidad limitada (LaPointe et al., 2001; Weiner-Ogilvie y Rome, 1998; Williams et al., 1999). La medición directa de la altura del arco medial del pie de pie parece ser más confiable que la mayoría de las otras medidas (Saltzman et al., 1995; Williams y McClay, 2000) y también se ha informado que las medidas relativas como la caída del navicular son confiables (Mueller et al., 1993; Weiner-Ogilvie y Rome, 1998). La aplicación de tales medidas sigue siendo limitada
sin embargo, porque solo se mide un aspecto de la postura del pie.

La aplicación de un sistema de puntuación común en todos los componentes de las medidas representa un enfoque novedoso y es potencialmente el aspecto más importante del nuevo instrumento. Al introducir un sistema de índice adimensional para reemplazar un rango de medidas en milímetros, grados y otras unidades, las puntuaciones de los componentes del FPI se pueden agregar para cubrir múltiples planos y segmentos anatómicos.

El sistema Likert de cinco puntos es observacional, pero la adherencia a criterios claramente definidos introduce límites objetivos y minimiza la subjetividad.

Uno de los puntos fuertes del FPI es que las puntuaciones agregadas se pueden interpretar en relación con los segmentos separados del retropié y el antepié o de acuerdo con los tres planos corporales (Tabla 3). Como consecuencia, una debilidad potencial de la medida compuesta, es decir, la posibilidad de que los mismos puntajes totales reflejen combinaciones variables de puntajes de componentes, se puede convertir en ventaja del usuario. La simple revisión de la puntuación total puede ser útil para las comparaciones intraindividuales o para proporcionar valores de umbral, mientras que las puntuaciones desagregadas pueden proporcionar información más detallada para las comparaciones entre sujetos o para la toma de decisiones clínicas. Esta riqueza de información producida por la revisión de puntajes de segmento o plano excede la disponible de medidas de un solo plano ampliamente utilizadas, como el ángulo calcáneo o la altura del arco.

El 59% de la varianza en los puntajes del índice de Valgus predicho por el borrador original de ocho ítems del FPI fue más alto que muchos relatos de concordancia entre las medidas clínicas señaladas en la literatura (Hawes et al., 1992; Mueller et al., 1993) y fue considerado aceptable para el primer borrador de la nueva medida.

Los primeros borradores del FPI se compartieron con grupos de investigación independientes y han aparecido en la bibliografía informes sobre la fiabilidad y validez de la versión de ocho ítems del FPI (Evans et al., 2003; Payne et al., 2003; Scharfbillig et al., 2004; Yates y White, 2004).

La confiabilidad entre probadores reportada del FPI de ocho ítems ha oscilado entre 0,62 y 0,91, dependiendo de la población, y la confiabilidad entre probadores varía de 0,81 a 0,91 (Evans et al., 2003; Payne et al., 2003; Yates y White , 2004). Un estudio anterior sobre la validez de los componentes (Scharfbillig et al., 2004), que incluyó al primer autor (ACR) utilizó la radiografía como estándar de oro, pero no pudo corroborar la validez de las puntuaciones de los componentes del FPI. Sin embargo, la fuerza de cualquier inferencia que pueda extraerse del estudio radiográfico está limitada por deficiencias metodológicas, como variaciones entre días en el protocolo y un cambio sistemático deficiente en la medida radiográfica con cambio en la posición clínica. Esto generó inquietudes sobre las variables radiográficas de referencia con las que se comparan las puntuaciones de los componentes del FPI. Estas deficiencias han sido abordadas en gran medida por el protocolo detallado en la fase tres, parte dos en la que el uso de un sistema EMT basado en un lápiz permitió una definición precisa y repetible de los segmentos anatómicos y el cambio sistemático visto en la Tabla 4. Esto proporcionó la construcción de un modelo más robusto y detallado de lo que se había logrado anteriormente.

El FPI-6 finalizado demostró una validez concurrente adecuada en comparación con un modelo estático definido por sensor montado en la piel, lo que indica que el sistema de puntuación observacional restringido y basado en criterios refleja adecuadamente las variaciones en la postura detectadas simultáneamente por la medida EMT. Sin embargo, es más importante la capacidad de la medida clínica estática para predecir posiciones dinámicas.

Se han informado modelos validados para la medición de la cinemática en el complejo de la articulación del tobillo utilizando EMT (Woodburn et al., 1999), y el enfoque fue apropiado para capturar pequeños movimientos con un alto grado de precisión y dentro de un volumen de captura confinado. Los problemas sobre las limitaciones impuestas por la naturaleza atada de la configuración del sensor EMT, la baja frecuencia de muestreo y la sensibilidad a la interferencia ferromagnética se han señalado anteriormente (Poulin y Amiot, 2002), pero estos problemas eran menos relevantes para el entorno de laboratorio controlado utilizado en este estudio. El protocolo que utilizamos proporcionó una precisión aceptable en nuestra medición de laboratorio de movimientos AJC de baja velocidad, lo que arrojó un error cuadrático medio de la raíz de menos de 0,8 de rotación angular.

Los datos dinámicos de EMT obtenidos en este estudio parecen representar un punto de referencia adecuado, ya que están en estrecha concordancia con datos previos tanto para los valores absolutos observados como para los coeficientes de confiabilidad de las medidas (Cornwall y McPoil, 1999; Nester et al., 2003; Pierrynowski y Smith, 1996).

Una vez que la variabilidad introducida por la función dinámica se incluye en el modelo de regresión, la fuerza de la relación entre el FPI-6 como medida clínica estática y los datos de EMT es más débil que para las medidas estáticas concurrentes, en común con estudios anteriores (Cavanagh et al. al., 1997; McPoil y Cornwall, 1996a). No obstante, la puntuación FPI-6 predijo más del 40% de la varianza en AJCb dinámico, una asociación más fuerte que en la mayoría de los informes en la literatura para pares de medidas estáticas y dinámicas (Cashmere et al., 1999; McPoil y Cornwall, 1996b). Al igual que los estudios previos de medidas compuestas (Cavanagh et al., 1997), esto sugiere que la naturaleza compuesta del FPI, que tiene en cuenta la variación en los tres planos corporales, puede proporcionar una descripción más completa de la postura del pie que la mayoría de las técnicas estáticas utilizadas actualmente. medidas clínicas.

CONCLUSION

El FPI se ha desarrollado para abordar la necesidad de una herramienta clínica válida que mida la postura del pie en múltiples planos y segmentos anatómicos. No pretende reemplazar los estudios dinámicos, que siguen siendo los ideales, sino proporcionar una alternativa más válida a las medidas clínicas estáticas existentes cuando los estudios de laboratorio no son factibles. El desarrollo del FPI-6 se ha llevado a cabo de manera estructurada y formal, informado por la literatura y el instrumento se ha adaptado para asegurar la validez del componente y la utilidad clínica adecuadas.

El FPI, tanto en su versión preliminar como en la versión final de seis elementos, ha sido sometido a un exhaustivo proceso de validación. En una serie de evaluaciones independientes de fiabilidad, el FPI ha demostrado ser suficientemente fiable en diversos entornos clínicos (coeficientes de correlación intraclase = 0,62–0,91) (Evans et al., 2003; Noakes y Payne, 2003; Yates y White, 2004). La fuerza de la asociación entre las puntuaciones del FPI y los datos de EMT estáticos que se ven en el estudio actual respalda aún más la validez del FPI-6. La capacidad de la medida estática para predecir la varianza en la cinemática de AJC obtenida durante la marcha fue mayor que para otras medidas clínicas informadas en la literatura. La versión final de seis elementos del FPI incluye solo aquellos componentes que pasaron un proceso de validación exhaustivo y se recomienda que se interrumpa el uso de la versión de ocho elementos del FPI informada anteriormente.