B. SUGGESTIONS
2. La prévention du genou controlatéral
Plusieurs auteurs 52,53,54,55 ont insisté sur l’importance du travail prospectif sur le genou afin de diminuer la prévalence des lésions du ligament croisé antérieur.
Parmi les facteurs du risque de la bilatéralité des lésions du ligament croisé antérieur, on trouve l’âge jeune de la 1ère rupture, des antécédents familiaux de rupture bilatérale du ligament croisé antérieur, le sexe féminin, le type de sport pratiqué, une pente tibiale élevée, une échancrure serrée et défaut de rééducation du genou controlatéral après une ligamentoplastie d’un côté.
Donc pour certains sports à risque, tel que le football et le ski, un bilan radiologique du genou controlatéral au ligament lésé comportant : une radiographie de face du genou en schuss pour évaluer l’échancrure intercondylienne, et une radiographie du profil du tiers proximal du tibia pour mesurer la pente tibiale, doit faire partie du bilan systématique du sportif, c’est un moyen simple mais efficace qui permet d’évaluer le risque de bilatéralisation des lésions du ligament croisé antérieur.
C
La pente tibiale est l’un des facteurs anatomique les plus impliqués dans la rupture du ligament croisé antérieur.
Notre travail avait comme objectif d’étudier la pente tibiale, ses différentes méthodes de mesure (on s’est limité à trois méthodes) et sa valeur en fonction de la présence ou l’absence d’une rupture du ligament croisé antérieur.
A la lueur de cette étude, on retient les notions suivantes :
La pente tibiale peut être mesurée sur un cliché de proximal profil strict du tibia. On peut se contenter d’une seule mesure, les valeurs de la pente tibiale obtenues par les autres méthodes de mesure peuvent être déduites par des relations algébriques.
Il existe une relation statistiquement forte entre les valeurs de la pente tibiale mesurées sur des clichés radiologiques standard et la rupture du ligament croisé antérieur. Les patients ayant une rupture du ligament croisé antérieur ont statistiquement une pente tibiale plus élevée que les patients ayant un ligament croisé antérieur intact.
Ce travail a été fait dans le but d’attirer l’attention sur la pente tibiale lors de la chirurgie du ligament croisé antérieur, tant dans la technique chirurgicale que dans les suites postopératoires afin d’obtenir de meilleurs résultats de la ligamentoplastie, de limiter les risques de rupture itérative et de prévenir le risque de rupture controlatérale du ligament.
R
En raison de l’augmentation de la pratique sportive, la rupture du ligament croisé antérieur est devenue l’une des atteintes les plus fréquentes du genou.
Le but de notre travail est d'étudier l’un des facteurs anatomiques les plus impliqués dans la rupture du ligament croisé antérieur : la pente tibiale.
Il s’agit d’une étude rétrospective, portée sur un échantillon de 30 patients ayant consulté pour rupture du ligament croisé antérieur désigné ici par groupe 1. Pour pouvoir comparer nos résultats avec des cas témoins, on a pris un échantillon de 30 patients ayant consulté pour un problème du genou autre que la rupture du ligament croisé antérieur désigné par groupe 2.
Les soixante patients ont bénéficié lors du bilan radiologique systématique, d’une radiographie du profil strict du genou, sur laquelle on a déterminé la pente tibiale en utilisant trois méthodes utilisant chacune d’elles un axe de référence différent.
Les valeurs des pentes tibiales ont été analysées entre elles en utilisant des analyses de régression. Pour les comparer plusieurs tests ont été utilisés : Le test de Student, le test de normalité et le test de Ficher.
Les résultats de notre série étaient comme suit :
les valeurs de la pente tibiale diffèrent selon la méthode utilisée pour la mesure.
la reproductibilité des différentes mesures en intra observateur est satisfaisante.
les valeurs de pentes tibiales (de différentes méthodes) du groupe 1 sont statistiquement plus élevées, par rapport aux valeurs de pentes tibiales du groupe 2.
Au sein du groupe 1 : Les patients ayant une rupture du ligament croisé antérieur suite à un traumatisme sans contact, ont des valeurs de pente tibiale plus élevées en comparaison avec des patients ayant une rupture du ligament croisé antérieur suite à un traumatisme avec contact. Ceci quelle que soit la méthode de mesure utilisée.
Les données de notre série concernant les différentes méthodes de mesure de la pente tibiale, concordent avec celles de Brazier J, Cucurulo T et Chambat P. à l’inverse de celle du Julliard et coll.
Pour les patients ayant une rupture du ligament croisé antérieur, le mécanisme de la rupture (avec ou sans contact) semble modifier la valeur de la pente tibiale. Ces résultats ont été trouvés aussi bien dans notre série que pour la série de Cucurulo T. et Chambat P., mais sans que ces résultats soient statistiquement significatifs.
Enfin nous avons prouvé statistiquement que la pente tibiale chez les patients ayant une rupture du ligament croisé antérieur est plus élevée que celle retrouvé chez les patients ayant un ligament croisé antérieur normal, quelle que soit la méthode de mesure utilisée. Ces résultats concordent avec ceux de Cucurulo T. et Chambat P.
La prise en charge chirurgicale des patients souffrant d’une rupture du ligament croisé antérieur devra tenir compte de ce facteur, tant dans la technique chirurgicale que dans les suites postopératoires afin d’optimiser les résultats de la ligamentoplastie en tentant de limiter les risques de rupture itérative et de rupture controlatérale du ligament croisé antérieur.
Abstract
Because of the increasing importance of sports activities, the rupture of the anterior cruciate ligament has become one of the most frequent affection of the knee.
The interest of our work is to study one of the most anatomical factors involved in the rupture of the anterior cruciate ligament: the tibial slope.
This is a retrospective study, focused on a sample of 30 patients who consulted for rupture of the anterior cruciate ligament designated group 1. to compare our results with cases witnesses, we took a sample of 30 patients who consulted for a knee problem other than the rupture of the anterior cruciate ligament designated group 2.
The sixty patients had a strict profile radiograph of the knee, on which it was determined tibial slope using three methods, using each of them a different reference axis.
The values of tibial slopes were analyzed using regression analyses.To compare the values of tibial slope those several tests were used: The Student test, the test of normality and the Fischer test.
The results in our series were as follows:
The values of the tibial slope differ depending on the method used for the measurement.
The reproducibility of the various measures in intra observer is satisfactory.
The values tibial slope (measured by different methods) of the group 1 are statistically higher, as compared with those of group 2.
Within the group 1: Patients with a rupture of the anterior cruciate ligament after a non-contact injury had a values of tibial slope higher compared to patients with a rupture of the anterior cruciate ligament following injury, with contact. This regardless of the measurement method used.
The data in our series about the various methods for measuring the tibial slope are consistent with those of Brazier J, Cucurulo and T Chambat P. Unlike that of Julliard et al.
For patients with a rupture of the anterior cruciate ligament, the mechanism of rupture (with or without contact) seems to change the value of the tibial slope. These results were found both in our series for the series of Cucurulo T. and Chambat P., but these results are not statistically significant.
Finally, we have proved statistically that the tibial slope in patients with rupture of the anterior cruciate ligament is higher than that found in patients with normal anterior cruciate ligament, regardless of the measurement method used. These findings are consistent with those of T. Cucurulo And P. Chambat
The Surgery for patients with rupture of the anterior cruciate ligament should consider this anatomical factor, both in the surgical technique that in the postoperative follow in order to optimize the results of the ligament repair by trying to limit the risk of graft failure and rupture of the anterior cruciate ligament of the healthy knee.
A
Tableau 1 : groupe 1 (1/3) N° Age Côté atteint Antécédents Mécanisme de rupture Mesure de la pente tibiale
Ant1 Bon1 Post1
1 45 gauche -6 mois : accident de voie publique Avec contact 15° 13° 10° 2 42 Droit -4 mois : accident du sport(A.S) Sans contact 15,5° 12° 07° 3 23 Droit -1 an : A.S entorse du genou Sans contact 14° 10° 8,5° 4 25 Droit -14 mois : A.S luxation du genou Sans contact 16° 12° 10,5° 5 35 Droit -9 mois : chute
d’escaliers Avec contact 13 ,5° 11° 09°
6 30 Droit -1 an : chute de 4m Avec contact 14° 11° 09° 7 30 Droit -14 mois : chute
d’hauteur Sans contact 20° 15° 10°
8
26 Droit
-1 an : A.S Sans contact Varus
–flexion-rotation interne
13° 11° 08°
9
22 Droit -2 ans : A.S Sans contact 16° 11° 07°
10
Tableau 2 : groupe 1 (2/3)
N° Age Côté
atteint Antécédents
Mécanisme de rupture
Mesure de la pente tibiale
Ant1 Bon1 Post1
11 25 Droit -5 mois : A.S
Sans contact Valgus-flexion-rotation externe 20° 13° 08° 12 29 Gauche -1 an et 6 mois : A.S Sans contact Varus-flexion-rotation externe 13° 08° 06° 13 24 Gauche -1 an : chute d’un camion Sans contact Pied fixé au sol –
varus forcé
18° 14° 08°
14 48 Gauche - 2 ans : A.S Avec contact 19° 15° 10°
15 30 Droit -11 mois : A.S Avec contact 12° 09° 06°
16 35 Gauche -17 mois : A.S
Sans contact Rotation
externe-abduction
20° 16° 14°
17 36 Droit -14 mois : A.S Sans contact 18° 12° 10°
18 53 Gauche -3 mois : faux mouvement
Sans contact Valgus-flexion-rotation externe
20° 18° 12°
19 43 Gauche -1an : A.S Sans contact 16° 12° 06°
20 24 Gauche -8 mois : A.S
Tableau 3 : groupe 1 (3/3) N° Age Côté atteint Antécédents Mécanisme de rupture Mesure de la pente tibiale
Ant1 Bon1 Post1 21
17
Droit -2 mois : A.S Avec contact 20° 18,5° 09° 22
28
gauche -9 mois : A.S Sans contact 11° 07° 04° 23
47
gauche -1 an : A.S Avec contact 12° 10° 06° 24
26
gauche -10 mois : A.S Sans contact 17° 12° 08° 25
37
Droit -1 mois : chute
d’escalier Avec contact 13° 09° 05° 26
27
Droit -2 ans : A.S Sans contact 20° 18° 17° 27
24
Droit -6 mois : A.S Avec contact 14,5° 11° 09° 28
26
Droit -2 ans : A.S Avec contact 20° 16° 12° 29
30
gauche -1 an : A.S Sans contact
Varus - flexion-rotation interne 20° 17,5° 16° 30 25
Droit -7 mois : A.S Sans contact
Varus –
flexion-rotation interne
Tableau 4 : groupe 2 (1/2
N° Age Côté atteint
Mesure de la pente tibiale
Cort.ant1 Bonnin1 Cort.post1
1 26 Gauche 16° 09,5° 05° 2 54 Droit 18° 15,5° 14° 3 32 Droit 16° 12° 10° 4 24 Gauche 19° 16° 13° 5 33 Droit 15,5° 12° 08° 6 27 Gauche 12° 08° 06° 7 52 Droit 10° 08° 06° 8 46 Gauche 15° 11° 08° 9 36 Gauche 17° 11° 08° 10 33 Gauche 10° 07° 05° 11 29 Gauche 10° 07° 04° 12 35 Droit 10,5° 07° 04° 13 24 Gauche 12,5° 09,5° 07° 14 50 Gauche 14° 10° 05,5° 15 43 Droit 12° 10° 08°
Tableau 5 : groupe 2 (2 /2 16 26 Droit 14° 12° 08° 17 54 Gauche 11° 07° 04° 18 32 Gauche 16° 12° 08° 19 24 Droit 12° 10° 07° 20 33 Gauche 13° 09° 05,5° 21 27 Gauche 10,5° 08° 06° 22 52 Gauche 16° 9,5° 06° 23 46 Droit 18° 15,5° 14° 24 36 Droit 16° 12° 10° 25 33 Gauche 19° 16° 13° 26 29 Droit 15,5° 12° 08° 27 35 Gauche 12° 08° 06° 28 24 Droit 10° 08° 06° 29 50 Gauche 15° 11° 08° 30 43 Droit 14° 10° 08,5°
Tableau 6 : mesures refaites à deux reprises.
1ère mesure de la pente tibiale 2ème mesure de la pente tibiale Cort.ant1 Bonnin1 Cort.post1 Cort.ant1’ Bonnin1’ Cort.post1’
16° 09,5° 06° 13° 10° 06° 15° 14° 13° 14° 11° 10° 19° 16° 13° 18° 14° 12° 10° 07° 04° 11° 07° 04,5° 12,5° 09,5° 07° 12° 10° 06° 12° 10° 08° 10,5° 09,5° 08° 14° 12° 08° 15° 12° 08° 13° 09° 05,5° 12,5° 10° 06° 10,5° 08° 06° 10° 08° 06° 14° 10° 08,5° 14° 09° 06° 16° 9,5° 06° 15° 10° 06° 18° 15,5° 14° 18,5° 15° 12° 16° 12° 10° 15° 12° 9,5° 19° 16° 13° 20° 15° 12° 15,5° 12° 08° 14° 11° 07° 12° 08° 06° 12,5° 08° 06° 10° 08° 06° 10° 07° 05° 15° 11° 08° 15° 11° 07,5° 14° 10° 08,5° 15° 11° 07° 20° 18,5° 09° 20° 17° 09°
Tous les calculs ont été réalisés à l’aide du logiciel de calcul statistique « R ».
En italique : le code de calcul
En gras : les résultats des calculs
ANNEXES 1 : TEST DE NORMALITÉ
(KOLMOGOROV- SMIRNOV)
Annexe 1.1 : Test de normalité : Pente corticale antérieure
> pentetibiale<-scan("cortant-bon.txt") > pentetibialeCortant<-pentetibiale [1:60] > pentetibialeBon<-pentetibiale [61:120] > pentetibialeCortpost<-pentetibiale [121:180] >ks.test(pentetibialeCortant,"pnorm",mean(pentetibialeCortant),sd(pentetibiale Cortant))
One-sample Kolmogorov-Smirnov test data: pentetibialeCortant
D = 0.097, p-value = 0.6251
alternative hypothesis: two-sided
p-value = 0.6251 > 0.05 => On ne peut donc pas rejeter l’hypothèse de normalité.
Annexe 1.2 : Test de normalité : Pente selon Dejour et Bonnin > pentetibiale<-scan("cortant-bon.txt") Read 180 items > pentetibialeCortant<-pentetibiale [1:60] > pentetibialeBon<-pentetibiale [61:120] >pentetibialeCortpost<-pentetibiale [121:180] >ks.test(pentetibialeBon,"pnorm",mean(pentetibialeBon),sd(pentetibialeBon))
One-sample Kolmogorov-Smirnov test data: pentetibialeBon
D = 0.1766, p-value = 0.057
alternative hypothesis: two-sided
p-value = 0.057 > 0.05 => On ne peut donc pas rejeter l’hypothèse de normalité.
Annexe 1.3 : Test de normalité : Pente corticale antérieure
> pentetibiale<-scan("cortant-bon.txt") > pentetibialeCortant<-pentetibiale [1:60] > pentetibialeBon<-pentetibiale [61:120] > pentetibialeCortpost<-pentetibiale [121:180] > ks.test(pentetibialeCortpost,"pnorm",mean(pentetibialeCortpost),sd(pentetibialeCortp ost))
One-sample Kolmogorov-Smirnov test data: pentetibialeCortpost
D = 0.1368, p-value = 0.2117 alternative hypothesis: two-sided
Annexes 2 : Test de Fischer
(test d’égalité des variances)
Annexe 2.1 : Test de Fischer : Pente corticale antérieure et pente selon Dejour et Bonnin
> pentetibialeCortant<-pentetibiale [1:60] > pentetibialeBon<-pentetibiale [61:120] > pentetibialeCortpost<-pentetibiale [121:180] > var.test(pentetibialeCortant,pentetibialeBon)
F test to compare two variances data: pentetibialeCortant and pentetibialeBon
F = 0.9782, num df = 59, denom df = 59, p-value = 0.933
alternative hypothesis: true ratio of variances is not equal to 1 95 percent confidence interval:
0.5843316 1.6377166 sample estimates: ratio of variances 0.9782482
p-value = 0.933 > 0.05 => On ne peut donc pas rejeter l’hypothèse d’égalité des variances.
Annexe 2.2 : Test de Fischer : Pente corticale antérieure et pente corticale postérieure > pentetibialeCortant<-pentetibiale [1:60] > pentetibialeBon<-pentetibiale [61:120] > pentetibialeCortpost<-pentetibiale [121:180] > var.test(pentetibialeCortant,pentetibialeCortpost)
F test to compare two variances data: pentetibialeCortant and pentetibialeCortpost F = 1.0156, num df = 59, denom df = 59, p-value = 0.9529
alternative hypothesis: true ratio of variances is not equal to 1 95 percent confidence interval:
0.6066227 1.7001921 sample estimates: ratio of variances 1.015566
p-value = 0.9529 > 0.05 => On ne peut donc pas rejeter l’hypothèse d’égalité des variances
Annexe 2.3 : Test de Fischer : Pente selon Dejour et Bonnin et pente corticale postérieur > pentetibialeCortant<-pentetibiale [1:60] > pentetibialeBon<-pentetibiale [61:120] > pentetibialeCortpost<-pentetibiale [121:180] > var.test(pentetibialeBon,pentetibialeCortpost)
F test to compare two variances data: pentetibialeBon and pentetibialeCortpost
F = 1.0381, num df = 59, denom df = 59, p-value = 0.8862
alternative hypothesis: true ratio of variances is not equal to 1 95 percent confidence interval:
0.6201112 1.7379966 sample estimates: ratio of variances 1.038148
p-value = 0.8862 > 0.05 => On ne peut donc pas rejeter l’hypothèse d’égalité des variances.
Annexe 2.4 : test de Fischer pour comparer les valeurs de la pente corticale antérieure en fonction du mécanisme
> contact<-ptibialeCortantMeca [1:10] > sanscontact<-ptibialeCortantMeca [11:30] > var.test(contact,sanscontact)
F test to compare two variances data: contact and sanscontact
F = 1.3035, num df = 9, denom df = 19, p-value = 0.5962
alternative hypothesis: true ratio of variances is not equal to 1 95 percent confidence interval:
0.4525826 4.8010890 sample estimates: ratio of variances 1.303461
p-value = 0.5962 > 0.05 => On ne peut donc pas rejeter l’hypothèse d’égalité des variances
En appliquant ce test sur les trois méthodes de mesure on trouve toujours une p>0,05.
ANNEXES 3 : TEST DE STUDENT
Annexe 3.1 : Test de Student : pente corticale antérieure et pente selon Dejour et Bonnin pentetibiale<-scan("cortant-bon.txt") pentetibialeCortant<-pentetibiale [1:60] pentetibialeBon<-pentetibiale [61:120] pentetibialeCortpost<-pentetibiale [121:180] boxplot(pentetibialeCortant,pentetibialeBon,pentetibialeCortpost,ylab="pente tibiale en°",names=c("Pente corticale antérieure","Pente selon Déjour et Bonnin","Pente corticale postérieure"))
t.test(pentetibialeCortant,pentetibialeBon)
Welch Two Sample t-test data: pentetibialeCortant and pentetibialeBon t = 6.2379, df = 117.986, p-value = 7.163e-09
alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0 95 percent confidence interval:
2.394577 4.622089 sample estimates: mean of x mean of y 11.55833
Annexe 3.2 : Test de Student : pente corticale antérieure et pente corticale postérieure > pentetibiale<-scan("cortant-bon.txt") > pentetibialeCortant<-pentetibiale [1:60] > pentetibialeBon<-pentetibiale [61:120] > pentetibialeCortpost<-pentetibiale [121:180] > t.test(pentetibialeCortant,pentetibialeCortpost)
Welch Two Sample t-test data: pentetibialeCortant and pentetibialeCortpost t = 11.9501, df = 117.993, p-value < 2.2e-16
alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0 95 percent confidence interval:
5.554971 7.761696 sample estimates: mean of x mean of y 15.066667 8.408333
Annexe 3.3 : Test de Student : pente selon Dejour et Bonnin et pente corticale postérieure > pentetibiale<-scan("cortant-bon.txt") > pentetibialeCortant<-pentetibiale [1:60] > pentetibialeBon<-pentetibiale [61:120] > pentetibialeCortpost<-pentetibiale [121:180] > t.test(pentetibialeBon,pentetibialeCortpost)
Welch Two Sample t-test data: pentetibialeBon and pentetibialeCortpost t = 5.6221, df = 117.959, p-value = 1.285e-07
alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0 95 percent confidence interval:
2.040470 4.259530 sample estimates: mean of x mean of y 11.558333 8.408333
> ptibialeMeca<-scan("mécanisme.txt") > contact<-ptibialeMeca [1:10]
> sanscontact<-ptibialeMeca [11:30]
> boxplot(contact,sanscontact,ylab="pente tibiale en°",names=c("Pente vec contact","Pente sans contact"))
> t.test(contact,sanscontact)
Welch Two Sample t-test data: contact and sanscontact
t = -1.2074, df = 16.106, p-value = 0.2447
alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0 95 percent confidence interval:
-3.925521 1.075521 sample estimates: mean of x mean of y 15.300 16.725
Annexe 3.5 : Test de Student : pente corticale antérieure du groupe 1 et du groupe 2 > ptibiale<-scan("entregpe.txt") Read 60 items > groupe1<-ptibiale [1:30] > groupe2<-ptibiale [31:60]
> boxplot(groupe1,groupe2,ylab="pente tibiale en°",names=c("Groupe 1","Groupe 2"))
> t.test(groupe1,groupe2)
Welch Two Sample t-test data: groupe1 and groupe2
t = 3.2209, df = 57.731, p-value = 0.002101
alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0 95 percent confidence interval:
0.8956955 3.8376378 sample estimates: mean of x mean of y
Annexe 3.6 : Test de Student : pente selon Dejour et Bonnin du groupe 1 et du groupe 2 > pentetibiale<-scan("cortant-bon.txt") > groupe1<-pentetibiale [1:30] > groupe2<-pentetibiale [31:60] > t.test(groupe1,groupe2)
Welch Two Sample t-test data: groupe1 and groupe2
t = 3.1011, df = 56.109, p-value = 0.003015
alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0 95 percent confidence interval:
0.8201961 3.8131372 sample estimates: mean of x mean of y 12.71667 10.4000
Annexe 3.7 : Test de Student : pente corticale postérieure du groupe 1 et du groupe 2
> pentetibiale<-scan("cortant-bon.txt") > groupe1<-pentetibiale [121:150] > groupe2<-pentetibiale [151:180] > t.test(groupe1,groupe2)
Welch Two Sample t-test data: groupe1 and groupe2
t = 1.9795, df = 56.591, p-value = 0.04263
alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0 95 percent confidence interval:
-0.01785876 3.05119209 sample estimates:
mean of x mean of y 9.166667 7.650000
ANNEXE 4 : CALCUL DE L’ERREUR
INTRA-OBSERVATEUR
Pente cort. ant pente selon D et B Pente cort. post
Moyenne 14,575 14,25 11,3 10,825 8,375 7,675 Ecart type 2,97 3,03 3,18 2,73 2,87 2,35 Etendu 10 10 11,5 10 10 7,5 Cœff. corrélation ρ 0,94 0,95 0,95 Erreur Type 1,04 0,97 0,91 Erreur Maximale 3 3 3 Erreur Moyenne 0,325 0,475 0,7
B
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2. Graveleau N., Chambat P., (2002).
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3. Chambat P. (1985).
"Le ligament croisé antérieur".
Cahier d’enseignement de la SOFCOT. Expansion scientifique, Paris. Pp 81-104.
4. Sanchis-Alfonso V. and M. Tinto-Pedrerol (2000).
"Simultaneous bilateral anterior cruciate ligament tears in a femal beginner skier".
Knee Surg Sports Traumato Arthrosc 8(4): 241-3. 5. Carret J.P. ; Dejour H. ; Dimnet J., (1991).
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Conférences d'enseignement de la Sofcot.1991 ; 40 189-208. 6. Petersen W. and Tillmann B.
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