Cette étude a été réalisée conformément à la Déclaration d’Helsinki et approuvée par le Comité d’éthique de l’Université Jiaotong de Xi’an (Approbation n° : 2016106). Tous les participants ont signé leur consentement éclairé avant l’inscription aux procédures de l’étude. Selon le protocole approuvé par le comité d’éthique, une période de 2 semaines de lavage a été prévue pour minimiser l’effet de confusion de l’utilisation antérieure de médicaments.
Conception et cadre de l’étude
Il s’agissait d’une étude prospective autocontrôlée menée dans les comtés de Yongshou et Linyou, province du Shaanxi, où le taux de prévalence rapporté de KBD est parmi les plus élevés enChine 20, afin d’évaluer l’efficacité et la sécurité de l’injection intraarticulaire d’hyaluronate de sodium dans l’atteinte de la cheville de KBD d’octobre 2019 à octobre 2020. La figure 1 montre le schéma de la conception de l’étude.
Calcul de la taille de l’échantillon
La taille de l’échantillon a été déterminée par une analyse de puissance a priori avec G*Power (version 3.1.9.7). Ce calcul était basé sur la différence minimale cliniquement importante (MCID) établie de 1,0 point pour l’échelle numérique de la douleur (NRS) dans les affections musculosquelettiques21. Compte tenu de notre conception d’étude avant et après le test, un test t à échantillons jumelés à deux queues a été sélectionné comme modèle statistique principal. Pour l’analyse de puissance, nous avons fixé le niveau alpha (α) à 0,05, ce qui signifie un risque de 5 % d’erreur de type I (faux positif). Pour garantir une forte probabilité de détecter un effet vrai si un effet existe, la puissance statistique a été fixée à 90 % (1-β = 0,90), ce qui implique un risque de 10 % d’erreur de type II (faux négatif). La taille d’effet moyenne ( d de Cohen = 0,5) a été utilisée pour le calcul, une estimation conforme aux références conventionnelles pour la recherche clinique et à l’ampleur anticipée du changement d’intensité de la douleur. Sur la base de ces paramètres, l’analyse a permis d’obtenir une taille minimale d’échantillon requise de 45 participants.
Pour traiter les éventuels échecs de dépistage et l’attrition des participants, une cohorte initiale a été déterminée. Sur la base de recherches similaires sur des patients atteints de KBD, un taux d’échec de dépistage d’environ 25 % était anticipé (c’est-à-dire des individus ne remplissant pas les critères d’éligibilité lors de l’évaluation initiale)3. De plus, compte tenu du transport peu pratique dans la région où cette étude a été menée, qui pourrait entraîner une perte supplémentaire de participants lors des phases de procédure et de suivi, nous avons visé à dépister un plus grand nombre de personnes. Pour garantir une taille d’échantillon finale suffisante malgré ces facteurs, une cohorte initiale de 131 individus a été dépistée dans cette étude. Cela a effectivement pris en compte à la fois les échecs anticipés du dépistage et l’attrition qui a suivi, garantissant que le nombre final de participants répondrait aux exigences de puissance statistique. Après la réalisation de toutes les procédures de dépistage, d’intervention et de suivi, une cohorte finale de 79 participants a été incluse avec succès dans l’analyse. Cette taille finale d’échantillon dépassait largement le minimum requis pour 90 % de puissance.
Procédures de dépistage et de diagnostic des participants
Un dépistage complet comprenait un historique médical détaillé, un examen physique et des radiographies des mains et des chevilles. Le diagnostic de KBD a été confirmé par deux chirurgiens orthopédistes seniors de l’hôpital local sur la base de caractéristiques cliniques et radiologiques selon la norme nationale de critères diagnostiques WS/T 207-2010, émise par la Commission nationale de la santé de la République populaire de Chine22 (http://www.nhc.gov.cn/wjw/s9500/201006/47920.shtml).
Selon ces critères diagnostiques, la KBD est classée en trois étapes (I, II et III), avec un degré croissant de gravité. Au stade I, il y avait un élargissement des articulations des doigts, une arthralgie dans les articulations du genou et de la cheville, ainsi qu’une manifestation anormale à la radiographie, c’est-à-dire une lésion métaphysaire dans la phalange. Au stade II, un raccourcissement des doigts, des symptômes cliniques similaires à ceux du stade I et un signe radiographique plus sévère que celui du stade I étaient présents. Au stade III, un retard de croissance ou nanisme, des symptômes cliniques similaires aux stades I et II, ainsi qu’un signe radiographique plus sévère que celui du stade II étaient présents. Par conséquent, cette catégorisation aide à définir le niveau de gravité de la maladie à des fins thérapeutiques.
Critères d’inclusion et d’exclusion
Critères d’inclusion : Les sujets ont été inscrits s’ils remplissaient tous les critères suivants : (1) diagnostic clinique et radiologique de la KBD basé sur la norme diagnostique nationale (WS/T 207-2010)22 ; (2) âge ≥ 18 ans ; (3) présenter une douleur chronique à la cheville pendant > 3 mois avec des preuves radiologiques d’atteinte de la cheville ; et (4) score de base de la douleur de ≥ 4 sur le NRS (0-10 points).
Les critères d’exclusion étaient les suivants : (1) arthropathies inflammatoires telles que la polyarthrite rhumatoïde (PR) et la goutte ; (2) tout antécédents d’injection intraarticulaire de corticostéroïdes ou d’hyaluronate de sodium dans la cheville cible dans les 6 mois ; (3) allergie connue aux préparations hyaluronates ; (4) infection cutanée ou maladies cutanées au site d’injection ; (5) troubles de la coagulation ou comorbidités systémiques sévères pouvant interférer avec les résultats ou présenter un risque pour le patient.
Protocole d’intervention
Avant la première intervention, une période de lavage de deux semaines était imposée pour tous les patients éligibles présentant une KBD de la cheville afin d’éliminer les effets confondus potentiels des médicaments précédents. Toutes les interventions étaient réalisées par un chirurgien orthopédiste expérimenté dans des conditions strictement aseptiques. Les patients étaient placés en position couchée avec le membre inférieur étendu. La cheville était positionnée au bord du lit d’examen pour permettre au pied de pendre naturellement dans une légère flexion plantaire (environ 30°), distrayant ainsi l’espace articulaire pour faciliter l’insertion de l’aiguille.
La désinfection de routine était réalisée par un chirurgien portant un masque, un bonnet et des gants stériles. Un drape chirurgical a été appliqué pour établir un champ stérile, et la peau de l’aspect antéromédial de la cheville (zone désinfectée ≥ 10 cm) a été préparée avec iodophore ou alcool à 75 %. La cible d’injection a été identifiée en palpant la « zone molle » entre le tendon tibial antérieur et la malléole médiale. Plus précisément, le point d’insertion de l’aiguille était situé à la médiane du tendon tibial antérieur, à environ 1,5 cm de la pointe malléolaire médiale, évitant ainsi la grande veine saphène et le nerf. L’anesthésie locale a été obtenue en infiltrant le site avec environ 1 mL de lidocaïne à 1 % pour créer une healée sous-cutanée.
Une aiguille de calibre 22 était insérée à un angle de 30° par rapport au plan sagittal, dirigée postérolatéralement, et avancée jusqu’à une profondeur de 1,5 à 2,0 cm jusqu’à ce qu’une perte de résistance indique une entrée capsulaire. Le placement intra-articulaire a été confirmé par l’aspiration de liquide synovial ou l’absence de résistance lors de l’injection de sérum physiologique. Tout effusion existante a été complètement aspirée. L’hyaluronate de sodium (2 mL ; 20 mg) a ensuite été injecté lentement ; Si une résistance était rencontrée, la profondeur ou l’angle de l’aiguille était ajusté sans forcer le fluide. Après l’injection, une pression a été appliquée sur le site pendant 3 minutes, puis un pansement stérile a été appliqué.
Le traitement consistait en une injection par semaine pendant trois semaines consécutives. Les patients ont été invités à reposer la cheville affectée pendant 24 à 48 heures après l’injection, à éviter les charges lourdes ou les activités intenses pendant 3 jours, et à surveiller les signes d’infection locale. Pendant la période de suivi de 3 mois, l’utilisation d’analgésiques anti-inflammatoires ou d’autres traitements était interdite. Les résultats cliniques ont été évalués à l’aide de l’échelle de classification de la douleur chronique (GCPS)23, de l’indice de dysfonction articulaire (JDI)24, et du questionnaire à trois niveaux EuroQol à cinq dimensions (EQ-5D-3L)25 au départ (avant la première injection), à la semaine 4 (une semaine après la troisième injection) et au mois 12 (12 mois après la première injection).
Mesures de résultat
Évaluation de l’intensité de la douleur
Le GCPS est largement appliqué pour mesurer à la fois l’intensité de la douleur et le handicap associé dans les affections musculosquelettiqueschroniques 23,26. Elle comprend 7 items : 3 pour l’intensité de la douleur (douleur actuelle, pire, moyenne du mois dernier) et 3 pour l’interférence fonctionnelle (avec les activités quotidiennes, sociales et la capacité au travail), tous notés sur un NRS de 0 à 10 (0 = pas de douleur/interférence ; 10 = douleur pire/incapacité à effectuer des activités). Dans cette étude, seuls les 3 items d’intensité de la douleur ont été utilisés. Leur score moyen a été multiplié par 10 pour obtenir un score d’intensité caractéristique de la douleur de 0 à 100 (scores plus élevés = douleur plus sévère)27. La version chinoise du GCPS possède de bonnes propriétés psychométriques : le α de Cronbach est de 0,68 pour l’échelle d’intensité caractéristique de la douleur et de 0,87 pour l’échelle du handicap28.
Évaluation de l’efficacité thérapeutique sur KBD
Le JDI, un outil pour mesurer l’efficacité thérapeutique chez les patients atteints de KBD, a été documenté en 2011 dans la publication « Évaluation de l’efficacité thérapeutique sur la maladie de Kashin-Beck (WS/T 79-2011) », publiée par la Commission nationale de la santé de la République populaire de Chine (https://www.nhc.gov.cn/wjw/s9500/201112/53525.shtml)24. La JDI comprend cinq éléments : Q1 (arthralgie au repos nocturne), Q2 (arthralgie de la marche), Q3 (raideur matinale), Q4 (distance maximale de marche) et Q5 (activités des membres inférieurs). Chaque élément est noté sur une échelle de 0 à 2, ce qui donne un score total allant de 0 à 10. Le JDI est calculé comme la somme des scores individuels des items, appelée Somme de l’Indice de Dysfonction Conjointe (SJDI) : SJDI = Q1 + Q2 + Q3 + Q4 + Q5. L’indice présente de bonnes propriétés psychométriques chez les patients atteints de KBD, avec un coefficient alpha de Cronbach de 0,68929, indiquant une cohérence interne et une fiabilité acceptables pour les applications cliniques et de recherche.
Évaluation de la qualité de vie
La qualité de vie a été évaluée via l’EQ-5D-3L25,30. Il évalue cinq dimensions de la santé (mobilité, soin de soi, activités habituelles, douleur/inconfort, anxiété/dépression), chacune évaluée sur une échelle de 3 niveaux (aucun/certains/problèmes extrêmes), plus une échelle visuelle analogue de 0 à 100 (EVA : 0 = pire, 100 = meilleure santé)31. Les valeurs d’utilité ont été calculées à l’aide de l’ensemble chinois EQ-5D-3L de Zhuo et al. (2018) (échantillon représentatif national), avec des valeurs d’indice de 0,170 à 1 000 (plus élevé = meilleure santé ; 1 000 = pleine santé)32. L’EQ-5D-3L chinois simplifié dans cette étude provient des travaux antérieurs de notre groupe de recherche. Il est important de noter que les propriétés psychométriques de cette version spécifique ont été rigoureusement validées chez les patients atteints de KBD, démontrant une fiabilité et une validité satisfaisantes. Plus précisément, il a montré des corrélations modérées avec le domaine physique du WHOQOL-BREF (r = 0,339-0,475) et a effectivement discriminé entre les patients avec des sévérités variéesde la maladie 33. En accord avec la Fondation EuroQol pour la recherche, il a été utilisé comme la « version sous-optimale » (ID d’enregistrement : 168217), qui n’a pas été fournie par la Fondation.
Événements indésirables (EA)
Entre 24 et 48 heures après chaque injection, les infirmières de recherche effectuaient des suivis téléphoniques pour documenter les réactions au site d’injection (douleur, gonflement, ecchymose, prurit) et les réactions systémiques (éruption cutanée, fièvre). La gravité des EAs a été évaluée à l’aide des critères de classification de la sévérité des événements indésirables : léger (sans impact sur les activités quotidiennes), modéré (impact partiel sur les activités) et sévère (incapacité à effectuer des activités)34. Pour les EAs légers (par exemple, un gonflement léger), les patients devaient appliquer des compresses froides locales (15 minutes par séance, 3 fois par jour). Pour les EAs modérés ou sévères (par exemple, gonflement persistant pendant > 3 jours, fièvre > 38,5 °C), les patients étaient immédiatement programmés pour une consultation ambulatoire. Un traitement anti-infectieux ou antiallergique était administré si nécessaire. Tous les AE ont été enregistrés sous forme de registre d’événements indésirables et rapidement signalés au Comité d’éthique.
Effets globaux du traitement et satisfaction du patient
Lors du dernier suivi, deux questions ont été posées aux participants à l’étude afin d’évaluer respectivement l’efficacité et la satisfaction envers le traitement. Pour l’évaluation de l’efficacité du traitement, la question était « Quelle est l’efficacité du traitement pour votre maladie ? » avec les options de réponse classées comme : efficace, partiellement efficace et inefficace. Pour l’évaluation de la satisfaction au traitement, la question était : « À quel point vous sentez-vous satisfait du traitement reçu pour votre maladie ? » Les patients ont répondu en indiquant l’une des catégories suivantes : « Très satisfaits », « Satisfaits », « Neutres », « Insatisfaits » et « Très insatisfaits ».
Analyse statistique
Les analyses ont été réalisées avec le logiciel SPSS (Version 26.0). Les statistiques descriptives (moyenne ± écart-type pour les variables continues, fréquence et pourcentage pour les variables catégorielles) ont été utilisées pour résumer les caractéristiques de base. La taille de l’effet ( d de Cohen) est classée comme petite (d = 0,2), moyenne (d = 0,5) et grande (d ≥ 0,8)35. Une valeur p bilatérale < 0,05 a été considérée comme statistiquement significative pour toutes les analyses.
Pour analyser les variations longitudinales des résultats primaires (GCPS) et secondaires (JDI, EQ-5D-3L), des équations d’estimation généralisées (GEE) ont étéemployées 36. Cette approche a été choisie pour sa robustesse dans la gestion des données corrélées issues de mesures répétées. Pour chaque mesure de résultat, un modèle GEE distinct a été construit avec le score comme variable dépendante, incluant le temps (base, 4 semaines et 12 mois) comme facteur dans le sujet et le stade KBD (I, II, III) comme facteur intersujet. L’accent principal portait sur l’effet d’interaction temps par stade afin d’évaluer si la trajectoire d’amélioration diffère entre les étapes KBD. Des analyses de sensibilité ont été réalisées pour déterminer la structure de corrélation de travail optimale pour chaque résultat en comparant les matrices indépendante, échangeable, AR (1) et non structurée. Sur la base de la quasi-vraisemblance la plus faible selon la valeur du Critère du Modèle d’Indépendance (QIC), une structure de corrélation de travail échangeable a été adoptée pour toutes les mesures de résultat (GCPS, JDI et EQ-5D-3L), car elle offrait le meilleur ajustement et la meilleure stabilité du modèle. Dans les cas où le modèle global ou l’effet d’interaction était significatif, des comparaisons post-hoc par paires avec correction de Bonferroni ont été réalisées pour identifier des différences significatives entre des points temporels spécifiques à chaque étape. Enfin, des modèles GEE multivariables ont été construits pour s’adapter aux facteurs de confusion potentiels. Des covariables, notamment l’âge, le sexe, l’indice de masse corporelle (IMC), le niveau d’éducation et l’état civil, ont été intégrés comme effets principaux. Les interactions entre ces covariables et le temps ont été testées lors d’analyses préliminaires mais ont été exclues des modèles finaux en raison d’un manque de signification statistique, optimisant ainsi la puissance statistique.
Comme détaillé dans le diagramme de suivi des patients (Figure 1), un total de 24 patients ont abandonné ou ont été perdus lors du suivi après l’inscription initiale de 103 participants éligibles. Par conséquent, l’analyse statistique a été limitée aux 79 patients ayant complété le traitement complet et toutes les évaluations de suivi (analyse complète du cas). Les participants ayant des données de critères primaires incomplètes ont été exclus, et aucune imputation de données n’a été effectuée. Pour traiter les biais potentiels liés à cette attrition, nous avons utilisé le GEE avec des erreurs standard robustes (estimateur sandwich de Huber-White). Cette méthode garantit des estimations cohérentes des paramètres et des inférences statistiques valides, même si la structure corrélative est mal spécifiée en raison de l’exclusion des données manquantes.