Comparative Study of Function and Quality of Life in Patients with Fracture of the Tibial Plateau Operated with Locked or Conventional Plates.

OBJECTIVE: To compare clinical, functional, and quality of life outcomes between patients with tibial plateau fractures operated with locked or conventional plates, and to compare the costs of these implants.
METHODS: This was a comparative cross-sectional study of a consecutive series of patients with tibial plateau fractures treated surgically from August 2015 to June 2016. Patients < 18 years old, those unable to answer the questionnaires or to attend the outpatient reassessment, polytrauma patients, those with associated injuries on the ipsilateral limb, and patients who had not undergone treatment with bone plates were excluded. The present study compared the costs of the implants for the hospital, quality of life (with the 12-Item Short Form Health Survey [SF-12]), Lysholm score, pain scale, and clinical and radiological parameters.
RESULTS: A total of 45 patients with tibial plateau fractures were admitted, and 11 cases were excluded. Two cases were lost to follow-up; therefore, 32 remained for the analysis (94%). The mean follow-up time was of 15.1 months (standard deviation [SD] = 4.8 months). In group A (locked plates), there were 22 patients (69%), at an average hospital cost of BRL 4,125.39/patient (SD = 1,634.79/patient) for the implants. In group B (conventional plates) there were 10 patients (31%), at an average cost of BRL 438.53 (SD = 161.8/patient) ( p  < 0.00001). For the other parameters, no differences were observed, except for a greater articular depression in group A (2.7 mm ± 3.3 mm versus 0.5 mm ± 1.6 mm; p  = 0.02; TE = 0.90).
CONCLUSION: The costs of locked implants for the treatment of tibial plateau fractures are significantly higher than those of conventional implants, without any clinical, quality of life, radiological, or functional advantages of the locked implants demonstrated in the present series.

Introduction

Tibial plateau fractures represent between 1 and 2% of all fractures, and ∼ 8% of the fractures in the elderly. 1 2 A study from 2015 revealed that the incidence of tibial plateau fractures is ∼ 10.3 cases per 100,000 people. These fractures affect both genders, with a higher incidence in women > 50 years old and in men < 50 years old. 2 In Brazil, in 2015, 11,071 surgeries were performed to treat tibial plateau fractures by the Brazilian Unified Health System (SUS, in the Portuguese acronym), with a total cost of BRL 9,317,006.85. 3

Deviated tibial plateau fractures require surgical treatment. 2 Several factors appear to influence the outcome of the treatment, including the quality of the reduction, the type of fracture, age, associated lesions, and the type of implant. 2 Although results may vary according to the type of implant and due to the current trend of choosing locked implants by orthopedic surgeons, it is not clear if the use of a specific type of implant influences the clinical and functional results. 4

In addition, there is a growing concern about the costs of the implants and their impact on both the public and on the private health care systems. 5 In order to enable cost-efficiency studies to answer if the adoption of a given implant type is adequate, researches comparing the efficacy of different implants and taking in account several factors, such as pain, function, quality of life, and time off work, are required. 5 6

In our field, we did not find comparative studies that help to clarify possible differences between tibial plateau fractures surgically treated with locked ( Fig. 1 ) or conventional plates ( Fig. 2 ). The present study aims to compare clinical, functional and quality of life results among patients with tibial plateau fractures submitted to locked or conventional plate osteosynthesis. In addition, we aim to compare the hospital costs of the different types of implants in the sample.

Fig. 1

Locked plate osteosynthesis viewed in anteroposterior and profile radiographs.

Fig. 2

Conventional plate osteosynthesis, viewed in anteroposterior and profile radiographs.

Material and Methods

This is a retrospective, comparative cohort study in a consecutive series of patients with tibial plateau fractures, surgically treated with locked plates (Group A) or conventional plates (Group B) from August 2015 to June 2016, in a tertiary teaching hospital that cares exclusively for SUS patients.

All of the patients admitted for tibial plateau fracture, at the same hospital, from August 2015 to June 2016, were enrolled. Exclusion criteria were the following: underage patients (< 18 years old), inability to answer functional evaluation questionnaires or to attend outpatient reassessments; individuals with polytrauma or associated lesions at the same limb or in another anatomical region decisively affecting the functional rehabilitation of the limb; patients treated with no plate; patients submitted to conservative treatment. The excluded cases and the reasons for their exclusion are presented in the results section.

The present study was approved by the Research Ethics Committee under the number 65959717.9.0000.5103, and all of the participants signed the informed consent form.

Participants were prospectively submitted, by the same examiner, to clinical and functional evaluations with standardized, validated questionnaires. Postoperative radiographies were also analyzed by the same examiner at the first follow-up visit. The quality of life of the patients at the follow-up visit was also recorded. Physical and electronic records from the patients and all of the imaging results available were evaluated to collect data regarding demographics, events related to the trauma, type of fracture, materials used, and implant costs for the hospital. Neurological function was recorded pre- and postsurgery, as well as data concerning infection, but with a surgical wound, consolidation delay, and other complications.

The following parameters were recorded on a standard form: type of fracture according to the Schatzker classification, quality of the reduction (presence of joint deviations in millimeters, angle deviations on anteroposterior and profile x-rays), number of screws in each plate, number of screws outside the plate, and baseline, immediate postoperative and current radiographies. On the current x-rays, the consolidation status, implant loosening or failure, residual deviation, and arthrosis signs according to the Alback classification were also assessed. 7 8 The following questionnaires were applied at follow-up: analog visual scale for pain (AVS), Lysholm 9 functional protocol. and 12-Item Short Form Health Survey (SF-12). 10 Moreover, a standardized clinical examination evaluated the range of motion of the knee, the flexion deficit, and the extension and status of the surgical wound.

Statistical Analysis

The quantitative variables were described as mean and standard deviation (SD), and the qualitative variables were expressed as absolute frequency and percentages. To test differences between the groups regarding the quantitative variables, the Student t test was used for independent samples; alternatively, the Mann-Whitney U test was used when appropriate. The effect size was analyzed by the Cohen d test, and the following classification was adopted for interpretation: between 0.20 and 0.49, small; between 0.50 and 0.79, moderate; ≥ 0.80, high. 11 To test differences between proportions, the Fisher exact test was used, while the Cramer V test measured the effect size, with the following interpretative classification: between 0.10 and 0.29, small; between 0.30 and 0.49, moderate; ≥ 0.50, high. 11 Odds ratios (ORs) and 95% confidence intervals (CIs) were calculated. All of the analyses were performed with SPSS Statistics for Windows, Version 20.0 (IBM Corp., Armonk, NY, USA). A p value < 0.05 was adopted for statistical significance.

Results

Between August 2015 and June 2016, 45 tibial plateau fractures were admitted and included in the study. A total of 11 patients were excluded: 7 had been submitted to the surgical treatment using only screws, 1 due to an associated femoral condylar fracture, 1 had been conservatively treated, and 2 for insufficient recorded data. From the initial sample of 34 patients, 2 did not attend the interview and, thus, the sample has 32 patients (94% follow-up) ( Fig. 3 ). The mean follow-up time was of 15.1 ± 4.8 months (ranging from 8 to 26 months).

Fig. 3

Study follow-up sample.

Demographics data about the studied groups and their fractures are listed in Table 1 . Groups A and B were similar regarding age, gender, affected side, mechanism and fracture type, time until surgery, and follow-up time ( p  > 0.05). However, from a practical standpoint, it seems to exist a relationship of moderate magnitude between fracture severity and implant type ( p  = 0.12; V = 0.31). Considering implant type as the outcome and fracture severity as the exposure factor, 80% of the patients presenting with Schatzker types V and VI fractures had an implant with a locked plate versus 50% of the patients with Schatzker types I to IV fractures. This means that the chance of the surgeons choosing a locked plate implant is 4 times higher in patients with Schatzker types V and VI fractures than in patients with Schatzker types I to IV fractures (OR = 4.00; 95% CI: 0.83–19.32). Although not statistically significant, this result, from a practical point of view, has a high magnitude effect according to the Cramer V classification.

Table 1

Demographics and fracture type in patients with tibial plateau fractures submitted to locked or conventional plate osteosynthesis

Factor	Locked group ( n  = 22)	Conventional group ( n  = 10)	All ( n  = 32)	p -value
Age (years old)	45.9 ± 12.8	46.3 ± 16.4	46.1 ± 13.7	0.95 a
Gender
Male	14 (64%)	09 (90%)	23 (72%)	0.21 b
Female	08 (36%)	01 (10%)	09 (28%)
Affected side
Left	12 (54%)	04 (40%)	16 (50%)	0.7 b
Right	10 (46%)	06 (60%)	16 (50%)
Mechanism
Motorcycle	10 (46%)	05 (50%)	15 (47%)	0.37 b
Running over	03 (14%)	04 (40%)	07 (22%)
Fall from height	02 (09%)	00 (0%)	02 (6.3%)
Car	01 (4%)	01 (10%)	02 (6.3%)
Fall from own height	04 (18%)	00 (0%)	04 (12.5%)
Other	02 (09%)	00 (0%)	02 (6.3%)
Type
Unicondylar (Schatzker I–IV)	06 (28%)	06 (60%)	12 (37.5%)	0.12 b
Bicondylar (Schatzker V–VI)	16 (72%)	04 (40%)	20 (62.5%)
Time until surgery (days)	13.5 ± 7.8	12.5 ± 7.1	13.2 ± 7.5	0.73 a
Follow-up time (months)	15.2 ± 5.2	14.8 ± 3.8	15.1 ± 4.8	0.84 a

Values calculated with the Student t test.

Values calculated with the Fisher exact test.

In group A, 22 patients (69%) received a locked plate, at a total hospital cost of BRL 90,758.60 (average value = BRL 4,125.39 ± 1,634.79/patient) for the implants. In group B, 10 patients (31%) received a conventional plate, at a total hospital cost of BRL 4,385.36 (average = BRL 438.53 ± 161.80/patient) for the implants, as shown in Fig. 4 . The difference between the hospital costs for the two types of implants was statistically significant ( p  < 0.00001).

Fig. 4

Average implant cost in patients with tibial plateau fractures submitted to locked or conventional plate osteosynthesis. (*statistically significant difference, p  < 0.05).

Data regarding hospitalization and surgical procedures are presented in Table 2 . There were no statistically significant differences between the groups regarding the duration of the hospital stay, the number of used plates, and the number of access routes, as well as regarding complications and the requirement of a reoperation ( p  > 0.05).

Table 2

Hospitalization and surgery characteristics in patients with tibial plateau fractures submitted to locked or conventional plate osteosynthesis

Factor	Locked group ( n  = 22)	Conventional group ( n  = 10)	All ( n  = 32)	p -value
Hospitalization time (days)	17.9 ± 10.5	13.7 ± 7.0	16.6 ± 9.6	0.25 a
Number of plates
One	13 (59%)	07 (70%)	20 (62%)	0.7 a
Two or more	09 (41%)	03 (30%)	12 (38%)
Number of access routes
One	13 (59%)	07 (70%)	20 (62%)	0.42 a
Two	09 (41%)	03 (30%)	12 (38%)
Complications
Yes	01 (4.5%)	01 (10%)	02 (6.3%)	0.53 b
No	21 (95.5%)	09 (90%)	30 (93.7%)
Reoperations
Yes	03 (13.5%)	00 (0%)	03 (9.4%)	0.53 b
No	19 (86.5%)	10 (100%)	29 (90.6%)	0.25 a

Values calculated with the Student t test.

Values calculated with the Fisher exact test.

Table 3 presents data from the radiological evaluation. There were no statistically significant differences regarding consolidation time, tibial angles at the immediate postoperative period, and signs of gonarthrosis ( p  > 0.05). However, the locked group (group A) presented a higher joint depression compared with the conventional group (group B) (2.7 mm ± 3.3 mm versus 0.5 mm ± 1.6 mm, respectively; p  = 0.02; TE = 0.90). From a practical standpoint, this difference has a high magnitude.

Table 3

Radiographic evaluation of patients with tibial plateau fractures submitted to locked or conventional plate osteosynthesis

Factor	Locked group ( n  = 22)	Conventional group ( n  = 10)	All ( n  = 32)	p -value
Consolidation time (days)	71.9 ± 23.1	68.5 ± 16.1	70.8 ± 20.9	0.67 a
Articular depression	2.7 ± 3.3	0.5 ± 1.6	2.0 ± 3.1	0.02 b c
Tibial articular angle (anteroposterior) (∘)	3.5 ± 4.3	2.7 ± 4.0	3.2 ± 4.2	0.19 a
Signs of gonarthrosis				0.1 d
Yes	10 (45%)	01 (10%)	11 (35%)	0.67 a
No	12 (65%)	09 (90%)	21 (65%)	0.02 b c

Values calculated with the Student t test.

Values calculated with the Mann-Whitney test.

Statistically significant difference, p  < 0.05, according to the Mann-Whitney test.

Values calculated with the Fisher exact test.

Table 4 presents clinical, functional, and quality of life results. There were no statistically significant differences in the functional, pain, and quality of life evaluations ( p  > 0.05).

Table 4

Clinical, functional, and quality of life outcomes in patients with tibial plateau fractures submitted to locked or conventional plate osteosynthesis

Factor	Locked group ( n  = 22)	Conventional group ( n  = 10)	All ( n  = 32)	p -value
VAS
Mild	13 (57%)	07 (70%)	20 (62%)	0.87 a
Moderate	05 (24%)	02 (20%)	07 (22%)
Intense	04 (19%)	01 (20%)	05 (16%)
SF-12
SF m	21.4 ± 6.2	24.2 ± 3.6	22.3 ± 5.6	0.13 a
SF f	16.3 ± 3.7	16.8 ± 4.2	16.5 ± 3.8	0.74 a
SF t	37.8 ± 8.3	41.0 ± 7.5	38.8 ± 8.1	0.3 a
Lysholm
Excellent and good	12 (54%)	07 (70%)	19 (59%)	0.7 a
Regular and bad	10 (46%)	03 (30%)	13 (41%)
Range of motion	121.4∘ ± 21.9∘	129.0∘ ± 19.1∘	123.8 ± 21.1	0.35 b
Flexion deficit	12.3∘ ± 17.2∘	9.0∘ ± 15.9	11.3 ± 16.6	0.61 b
Extension deficit	4.6∘ ± 6.7∘	2.0∘ ± 4.2∘	3.8 ± 6.1	0.28 b

Abbreviations: SF-12, 12-item short form health survey; VAS, visual analogue scale for pain.

Values calculated with the Fisher exact test.

Values calculated with the Student t test.

Table 5 shows the social and economic impacts of the surgery. There were no statistically significant differences between the groups regarding the mean time off work and the frequency of return to work ( p  > 0.05).

Table 5

Socioeconomic impact in patients with tibial plateau fractures submitted to locked or conventional plate osteosynthesis

Factor	Locked group ( n  = 22)	Conventional group ( n  = 10)	All ( n  = 32)	p -value
On work leave
Yes	14 (63%)	8 (80%)	22 (68%)	0.78 a
No	2 (9%)	0 (0%)	2 (06%)
Retired	6 (28%)	2 (20%)	8 (26%)
Time of absence (days)	211.3 ± 126.5	174.3 ± 97.1	196.1 ± 113.5	0.53 b
Able to return to work (yes/%)	8 (50%)	7 (87.5%)	15 (62.5%)	0.39 a

Values calculated with the Fisher exact test.

Values calculated with the Student t test.

Discussion

Our study confirmed the impression that surgeons tend to choose locked plates in more severe fracture patterns. Although it did not reach statistical significance, this data confirms the findings described in a recent meta-analysis. 12 In that paper, no differences were observed between clinical, functional, and quality of life results between patients receiving both types of implants. Our study reached the same conclusion, except regarding the costs of the implants.

The direct costs of the locked plates for the hospital were significantly higher compared with the costs of the conventional plates (approximately 10-fold) ( p  < 0.0001). This finding was also reported in other types of fractures. 13 14 A study comparing the surgical treatment of olecranon fractures showed an average increase of US$ 1,263.50 in the costs for patients receiving locked plates. 13 In the knee, this financial difference was also found, reinforcing the need to discuss the actual indication of this type of implant. 14

The SUS, with an exceedingly outdated procedural price list, currently allocates only BRL 252.08 to pay for the hospital care of these fractures; as such, we consider that the indiscriminate use of these implants is not feasible, since the deficit per patient (considering only the cost of the implant) would be BRL 3,873.81. In fact, our study proves that the value paid by the system does not even cover the costs of the conventional implants. Therefore, in the current scenario, special implants should only be used in cases in which they are really essential, even though the recent literature does not present absolute indications for locked implants, 6 14 reinforcing the gap regarding their availability at the SUS.

In our study, the evaluation of surgical patients from both groups revealed that clinical, functional and radiological results were similar, like other studies from the literature. 14 15 In a comparison of Schatzker type II fractures, 14 there were no differences between both plates, except for the cost. However, this study did not evaluate quality of life or time off work. Our study shows that, besides the lack of difference in the initially mentioned parameters, the use of locked plates did not evoke significant differences in the quality of life or time off work. The limited number of our sample did not allow, however, a stratification to identify specific subgroups of patients who could potentially benefit from locked implants.

The demographics of our patients are similar to those presented by other studies. The main cause of fractures was traffic accidents (76%), and the mean age was 46 years old. In another Brazilian study, 16 the main trauma mechanism was the same, and the mean age was 45.5 years old, supporting the external validation of our results. These findings implicate that these fractures have a relevant socioeconomic impact, since they often affect adults in working age and cause prolonged time off work. The mean work return rate was 72.7% until the end of our follow-up, supporting these findings. In fact, a prospective, randomized, multicentric trial demonstrated that, after 24 months, only 30% of the patients reported a complete return to their previous level of activity. 17

Some studies demonstrate that the main effect related to the prognosis of these fractures is the quality of joint reduction, and that joint deviations > 2.5 mm are associated with worse outcomes. 15 In our study, an average deviation was deemed acceptable (1.9 mm), although the mean value in the locked plate group was marginally higher. In fact, there was a significant difference between the deviations observed in the locked and conventional groups, favoring conventional implants. This finding is similar to the one reported by Abghari et al, 14 which attributed this worse reduction to the indirect technique used in cases treated by the minimally invasive route (common at locked implants). Moreover, in our casuistry, a higher prevalence of bicondylar fractures at the locked plate group (non-significant) could have some relation with this finding.

In our study, 11 patients presented signs of gonarthrosis (34%) after an average follow-up period of 15 months. This incidence is similar to that reported in a study published in 2016, 18 although the follow-up time was not sufficient to identify all of the cases with this evolution. 19

The present study has a series of limitations. First, its retrospective nature prevented the randomization of the patients, which would increase the homogeneity of the groups. However, since it evaluated procedures performed in an actual context, its findings have a higher probability of external validity and of representing measures of therapeutic efficacy. Another negative point was the limited number of patients, which prevented the exploration of subgroups in which the potential benefits of the locked implants could be identified. Nevertheless, the statistical analysis showed a low correlation between AVS and Lysholm scores and the type of implant, indicating that the lack of significance is not related to a beta error type (lack of power or insufficient sample). Notwithstanding, our findings demonstrate that, for the reality of our hospital, the costs of locked implants for tibial plateau fractures are prohibitive and that, initially, the use of conventional implants did not have radiological, clinical, functional or quality of life results which were inferior to special locked implants. This does not mean, however, that this implant type is expendable, since it can be required in specific surgical indications and it seems to be well accepted among surgeons.

Conclusion

We have observed that the costs of locked implant for the treatment of tibial plateau fractures are significantly higher when compared with those of the conventional implants, but with no clinical, radiological, functional or quality of life advantage for the patients in our sample.

Introdução

As fraturas do planalto tibial representam 1 a 2% de todas as fraturas e aproximadamente 8% das fraturas em idosos. 1 2 Um estudo de 2015 revelou que as fraturas do planalto tibial têm incidência de aproximadamente 10,3 casos por 100.000 habitantes. Acometem indivíduos de ambos os sexos, a maior incidência é em mulheres acima dos 50 anos e em homens abaixo dos 50 anos. 2 No Brasil, em 2015, foram feitas 11.071 cirurgias para o tratamento da fratura do planalto tibial pelo Sistema Único de Saúde (SUS), a um custo de R$ 9.317.006,85 para o sistema. 3

As fraturas de planalto tibial desviadas demandam tratamento cirúrgico. 2 Vários fatores parecem inuenciar no resultado desse tratamento, entre eles a qualidade de redução, o tipo de fratura, a idade, lesões associadas e o tipo de implante. 2 Embora possa existir variabilidade dos resultados conforme o tipo dos implantes e uma tendência atual na escolha de implantes bloqueados por cirurgiões ortopédicos, não está claro se o uso de um tipo específico de implante influencia no resultado clínico e funcional. 4

Adicionalmente, existe uma preocupação crescente com o custo de implantes e o seu impacto nos sistemas de saúde tanto públicos quanto privados. 5 Para que estudos de custo-efetividade possam responder se o uso ou a adoção de determinado tipo de implante é adequado, são necessários estudos que comparem a efetividade de diferentes implantes e considerem diversos fatores, como dor, função, qualidade de vida e o tempo de afastamento de trabalho. 5 6

Em nosso meio, não encontramos estudos comparativos que ajudem a esclarecer as possíveis diferenças entre as fraturas de planaltos tibiais tratadas cirurgicamente com a placa bloqueada ( Fig. 1 ) ou placas convencionais ( Fig. 2 ). O objetivo deste estudo é comparar resultados clínicos, funcionais e de qualidade de vida entre os pacientes com fratura do planalto tibial operados com placa bloqueada ou convencional. Paralelamente objetivamos comparar os custos hospitalares dos diferentes tipos de implantes na amostra.

Fig. 1

Osteossíntese por placa bloqueada, visualizada em radiografias em AP e Perfil.

Fig. 2

Osteossíntese por placa convencional, visualizada em radiografias em AP e Perfil.

Material e Métodos

Trata-se de um estudo comparativo de coortes retrospectivo em uma série consecutiva de pacientes com fratura do planalto tibial, tratados cirurgicamente com placa bloqueada (Grupo A) ou convencional (Grupo B), de agosto de 2015 a junho de 2016, em um hospital terciário de ensino que atende exclusivamente pacientes do Sistema Único de Saúde (SUS).

Foram incluídos todos os pacientes internados por fratura de planalto tibial, no mesmo hospital, de agosto de 2015 a junho de 2016. Foram excluídos: pacientes menores de idade (< 18 anos), incapazes de responder os questionários de avaliação funcional ou de comparecer para reavaliação ambulatorial; indivíduos politraumatizados ou com lesões associadas no mesmo membro ou em outra região anatômica que afetavam de maneira decisiva a reabilitação funcional do membro; pacientes tratados sem placa; pacientes em que foi feito tratamento conservador. Os casos excluídos e os motivos são apresentados nos resultados.

O estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa sob o número 65959717.9.0000.5103 e todos os participantes assinaram o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido.

Os participantes foram submetidos prospectivamente, pelo mesmo avaliador, à avaliação clínica e funcional com questionários padronizados e validados. A análise das radiografias pós-operatórias também foi feita pelo mesmo avaliador, no momento do retorno. A qualidade de vida no momento da consulta de seguimento também foi registrada. Os prontuários físicos e eletrônicos dos pacientes e todos os exames de imagem disponíveis foram avaliados para coleta de dados referentes à demografia, eventos relacionados ao trauma, tipo de fratura, material usado e custos dos implantes para o hospital. Foram registradas também a função neurológica antes e após o ato cirúrgico, dados sobre infecção, mas com a ferida operatória, retardo de consolidação e outras complicações.

Os parâmetros: tipo de fratura pela classificação de Schatzker, qualidade da redução (presença de desvios articulares em milímetros, desvios angulares nas radiografias em AP e perfil), número de parafusos em cada placa, número de parafusos fora da placa, radiografia inicial, pós-operatória imediata e atual, foram colhidos e anotados em formulário padrão. Nas radiografias atuais também foram avaliadas o estado da consolidação, a presença de soltura ou falha do implante, desvio residual e sinais de artrose pela classificação de Alback. 7 8 Os questionários aplicados no retorno foram: Escala Visual Analógica de dor (EVA), questionário clínico funcional Lysholm 9 e 12-Item Short Form Health Survey - SF12; 10 e exame clínico padronizado avaliou o arco de movimento do joelho, déficit de flexão e a extensão e situação da ferida operatória.

Análise estatística

As variáveis quantitativas foram descritas pela média e pelo desvio-padrão e as variáveis qualitativas por frequência absoluta e porcentagens. Para testar diferenças entre os grupos em relação às variáveis quantitativas, foi usado o teste t de Student para amostras independentes ou o teste U de Mann-Whitney, quando apropriado. O tamanho do efeito foi avaliado pelo d de Cohen, foi adotada a seguinte classificação para interpretação: 0,20–0,49, pequeno; 0,50–0,79, moderado; ≥ 0,80, elevado. 11 Para testar diferenças entre proporções, usou-se o teste exato de Fisher, foi usado o V de Cramer como medida do tamanho do efeito, foi adotada a seguinte classificação para interpretação: 0,10–0,29, pequeno; 0,30–0,49, moderado; ≥ 0,50, elevado. 11 Calculou-se a razão de chances (OR) e o intervalo de confiança de 95% (IC95%). Todas as análises foram feitas no software estatístico IBM SPSS versão 20.0 (IBM Corp., Armonk, NY). O valor de p < 0,05 foi adotado para significância estatística.

Resultados

Entre agosto de 2015 e junho de 2016 foram internadas 45 fraturas do planalto tibial, que foram incluídas no estudo. Houve 11 exclusões: sete devido a tratamento cirúrgico que usou apenas parafusos, uma por fratura côndilo femoral associada, uma por ter sido tratada conservadoramente, duas por dados insuficientes em prontuários. Da amostra inicial de 34 pacientes, dois não compareceram à entrevista, resultou numa amostra de 32 pacientes (seguimento de 94%) ( Fig. 3 ). O tempo médio de seguimento foi de 15,1 ± 4,8 meses (de oito a 26).

Fig. 3

Amostra de seguimento do estudo.

Os dados demográficos relacionados aos grupos estudados e suas fraturas estão expressos na Tabela 1 . Os grupos A e B se mostraram similares em relação a idade, sexo, lado acometido, mecanismo e tipo de fratura, tempo até a cirurgia e tempo de seguimento (p > 0,05). No entanto, parece existir uma relação entre a gravidade da fratura e o tipo de implante (p = 0,12; V = 0,31) de magnitude moderada, sob o ponto de vista prático. Ao considerar o tipo de implante como desfecho e a gravidade da fratura como fator de exposição, observa-se que 80% dos pacientes que apresentam Schatzker 5 e 6 têm implante com placa bloqueada contra 50% dos pacientes com Schatzker 1 a 4. Isso significa que a chance de os cirurgiões escolherem um implante com placa bloqueada é quatro vezes maior nos pacientes Schatzker 5 e 6 do que nos pacientes com Schatzker 1 a 4 (OR (IC95%) = 4,00 (0,83–19,32). Embora não significativo estatisticamente, esse resultado, sob o ponto de vista prático, apresenta um efeito de elevada magnitude conforme a classificação do V de Cramer.

Tabela 1

Características demográficas e do tipo de fratura em pacientes com fratura do planalto tibial operados com placa bloqueada ou convencional

Fator	Grupo Bloqueado (n = 22)	Grupo Convencional (n = 10)	Todos (n = 32)	p-valor
Idade (anos)	45,9 ± 12,8	46,3 ± 16,4	46,1 ± 13,7	0,95 a
Sexo
Masculino	14 (64%)	09 (90%)	23 (72%)	0,21 b
Feminino	08 (36%)	01 (10%)	09 (28%)
Lado acometido
Esquerdo	12 (54%)	04 (40%)	16 (50%)	0,7 b
Direito	10 (46%)	06 (60%)	16 (50%)
Mecanismo
Moto	10 (46%)	05 (50%)	15 (47%)	0,37 b
Atropelamento	03 (14%)	04 (40%)	07 (22%)
Queda de altura	02 (09%)	00 (0%)	02 (6,3%)
Automóvel	01 (4%)	01 (10%)	02 (6,3%)
Queda da própria altura	04 (18%)	00 (0%)	04 (12,5%)
Outros	02 (09%)	00 (0%)	02 (6,3%)
Tipo
Unicondilar (Schatzker 1-4)	06 (28%)	06 (60%)	12 (37,5%)	0,12 b
Bicondilar (Schatzker 5-6)	16 (72%)	04 (40%)	20 (62,5%)
Tempo até a cirurgia (dias)	13,5 ± 7,8	12,5 ± 7,1	13,2 ± 7,5	0,73 a
Tempo de seguimento (meses)	15,2 ± 5,2	14,8 ± 3,8	15,1 ± 4,8	0,84 a

Valores calculados pelo teste t de Student.

Valores calculados pelo teste exato de Fisher.

No grupo A houve 22 pacientes (69%) operados com placa bloqueada, com um custo hospitalar dos implantes de R$ 90.758,6 (média = R$ 4.125,39 ± 1.634,79/paciente). No grupo B, houve 10 pacientes (31%) operados com placa convencional com um custo hospitalar dos implantes de R$ 4.385,36 (média = R$ 438,53 ± 161,8/paciente) – Fig. 4 . A diferença dos valores nos custos hospitalares do implante foi significativa a um p < 0,00001.

Fig. 4

Custo médio dos implantes em pacientes com fratura do planalto tibial operados com placa bloqueada ou convencional (*diferença estatisticamente significante, p  < 0.05).

Os dados relacionados à internação e aos procedimentos cirúrgicos são apresentados na Tabela 2 . Não foram observadas diferenças estatisticamente significantes entre os grupos quanto ao tempo de internação, número de placas usadas e número de vias de acesso, assim como em relação a complicações e necessidade de reoperação (p > 0,05).

Tabela 2

Características da internação e cirurgia em pacientes com fratura do planalto tibial operados com placa bloqueada ou convencional

Fator	Grupo Bloqueado (n = 22)	Grupo Convencional(n = 10)	Todos(n = 32)	p-valor
Tempo de internação (dias)	17,9 ± 10,5	13,7 ± 7,0	16,6 ± 9,6	0,25 a
Número de placas
Uma	13 (59%)	07 (70%)	20 (62%)	0,7 a
Duas ou mais	09 (41%)	03 (30%)	12 (38%)
Número de vias de acesso
Uma	13 (59%)	07 (70%)	20 (62%)	0,42 a
Duas	09 (41%)	03 (30%)	12 (38%)
Complicações
Sim	01 (4,5%)	01 (10%)	02 (6,3%)	0,53 b
Não	21 (95,5%)	09 (90%)	30 (93,7%)
Reoperações
Sim	03 (13,5%)	00 (0%)	03 (9,4%)	0,53 b
Não	19 (86,5%)	10 (100%)	29 (90,6%)	0,25 a

Valores calculados pelo teste t de Student.

Valores calculados pelo teste exato de Fisher.

A Tabela 3 apresenta os dados da avaliação radiográfica. Não foram encontradas diferenças estatisticamente significantes em relação ao tempo de consolidação, aos ângulos tibiais no pós-operatório imediato e sinais de gonartrose (p >0,05). Porém, o Grupo Bloqueado (grupo A) apresentou maior desvio articular comparado com o Grupo Convencional (grupo B) (2,7 mm ± 3,3 mm vs. 0,5 mm ± 1,6 mm, p = 0,02; TE = 0,90). Sob o ponto de vista prático, a diferença encontrada foi de elevada magnitude.

Tabela 3

Avaliação radiográfica de pacientes com fratura do planalto tibial operados com placa bloqueada ou convencional

Fator	Grupo Bloqueado (n = 22)	Grupo Convencional (n = 10)	Todos (n = 32)	p-valor
Tempo de consolidação (dias)	71,9 ± 23,1	68,5 ± 16,1	70,8 ± 20,9	0,67 a
Desvio articular	2,7 ± 3,3	0,5 ± 1,6	2,0 ± 3,1	0,02 b c
Ângulo articular da tíbia (anteroposterior) (∘)	3,5 ± 4,3	2,7 ± 4,0	3,2 ± 4,2	0,19 a
Sinais de gonartrose				0,1 d
Sim	10 (45%)	01 (10%)	11 (35%)	0,67 a
Não	12 (65%)	09 (90%)	21 (65%)	0,02 b c

Valores calculados pelo teste t de Student.

Valores calculados pelo teste de Mann-Whitney.

Diferença estatisticamente significante, p < 0,05 pelo teste de Mann-Whitney.

Valores calculados pelo teste exato de Fisher.

A Tabela 4 apresenta os resultados clínicos, funcionais e de qualidade de vida. Não foram observadas diferenças estatisticamente significantes na avaliação funcional, dor e qualidade de vida (p > 0,05).

Tabela 4

Resultados clínicos, funcionais e de qualidade de vida de pacientes com fratura do planalto tibial operados com placa bloqueada ou convencional

Fator	Grupo Bloqueado (n = 22)	Grupo Convencional (n = 10)	Todos (n = 32)	p-valor
EVA
Leve	13 (57%)	07 (70%)	20 (62%)	0,87 a
Moderado	05 (24%)	02 (20%)	07 (22%)
Intenso	04 (19%)	01 (20%)	05 (16%)
SF-12
SF m	21,4 ± 6,2	24,2 ± 3,6	22,3 ± 5,6	0,13 a
SF f	16,3 ± 3,7	16,8 ± 4,2	16,5 ± 3,8	0,74 a
SF t	37,8 ± 8,3	41,0 ± 7,5	38,8 ± 8,1	0,3 a
Lysholm
Excelente e bom	12 (54%)	07 (70%)	19 (59%)	0,7 a
Regular e ruim	10 (46%)	03 (30%)	13 (41%)
Mobilidade ADM	121,4∘ ± 21,9∘	129,0∘ ± 19,1∘	123,8 ± 21,1	0,35 b
Déficit de flexão	12,3∘ ± 17,2∘	9,0∘ ± 15,9	11,3 ± 16,6	0,61 b
Déficit de extensão	4,6∘ ± 6,7∘	2,0∘ ± 4,2∘	3,8 ± 6,1	0,28 b

Abreviações: EVA, Escala Visual Analógica de Dor; SF12, qualidade de vida.

Valores calculados pelo teste exato de Fisher.

Valores calculados pelo teste t de Student.

Na Tabela 5 são observados os impactos socioeconômicos da cirurgia. Não foram observadas diferenças estatisticamente significantes entre os grupos em relação ao tempo médio de afastamento e a frequência de retorno ao trabalho (p > 0,05).

Tabela 5

Impacto socioeconômico em pacientes com fratura do planalto tibial operados com placa bloqueada ou convencional

Fator	Grupo Bloqueado (n = 22)	Grupo Convencional (n = 10)	Todos (n = 32)	p-valor
Afastado do trabalho
Sim	14 (63%)	8 (80%)	22 (68%)	0,78 a
Não	2 (9%)	0 (0%)	2 (06%)
Aposentado	6 (28%)	2 (20%)	8 (26%)
Tempo de afastamento (dias)	211,3 ± 126,5	174,3 ± 97,1	196,1 ± 113,5	0,53 b
Conseguiu retornar ao trabalho (sim/%)	8 (50%)	7 (87,5%)	15 (62,5%)	0,39 a

Valores calculados pelo teste exato de Fisher.

Valores calculados pelo teste t de Student.

Discussão

Nosso estudo confirmou a impressão de que existe uma tendência dos cirurgiões de escolherem placas bloqueadas em padrões de fraturas mais graves. Embora não tenha alcanç ado significância estatística, esse dado corrobora os achados descritos em uma recente metanálise. 12 Naquele estudo, não foram observadas diferenças entre os resultados clínicos, funcionais e de qualidade de vida entre os pacientes operados com diferentes tipos de implante. Nosso estudo chegou à mesma conclusão, exceto com relação aos custos.

Os custos diretos para o hospital das placas bloqueadas foram significativamente maiores do que os da placa convencional (aproximadamente dez vezes) (p < 0.0001). Esse achado também foi relatado em outros tipos de fraturas. 13 14 Um estudo que comparou o tratamento cirúrgico das fraturas de olécrano mostrou um aumento médio de US$ 1.263,50 no custo dos pacientes operados com placa bloqueada. 13 No joelho, essa diferença nos gastos também foi encontrada, o que reforça a necessidade de discutir a real indicação desse tipo de implante. 14

No âmbito do SUS, no qual a tabela de procedimentos é extremamente defasada e contempla atualmente essas fraturas com uma verba de R$ 252,08 para o pagamento do hospital, observamos ser inviável o uso indiscriminado desses implantes, pois o déficit por paciente (considerando apenas o custo do implante) seria de R$ 3.873,81. De fato, nosso estudo prova que o valor pago pelo sistema não cobre sequer o custo dos implantes convencionais. Portanto, no cenário atual, implantes especiais só deveriam ser usados nos casos em que forem realmente imprescindíveis, apesar de a literatura atual não apresentar indicações absolutas para uso de implantes bloqueados, 6 14 o que reforça o hiato quanto o uso desses implantes no âmbito do SUS.

Em nosso estudo, ao avaliar os pacientes operados em ambos os grupos, observamos que os resultados clínicos, funcionais e radiográficos foram semelhantes, assim como em outros estudos na literatura. 14 15 Em uma comparação de fratura tipo Schatzker II, 14 não foram observadas diferenças entre os dois tipos de placa, a não ser o custo. No entanto, aquele estudo não avaliou a qualidade de vida ou o afastamento do trabalho. Nosso estudo mostra que além de não haver diferença nos parâmetros citados inicialmente, o uso de placas bloqueadas também não trouxe diferenças significativas na qualidade de vida ou no tempo de afastamento do trabalho. O número limitado de nossa amostra não permitiu, entretanto, uma estratificação para identificar subgrupos específicos de pacientes que pudessem potencialmente se beneficiar dos implantes bloqueados.

As características demográficas de nossos pacientes se assemelham às de outros estudos. Encontramos que a principal causa de fraturas foram os acidentes de trânsito (76%,) e que a média de idade foi de 46 anos. Em outro estudo nacional 16 o principal mecanismo de trauma foi o mesmo e a média de idade foi de 45,5 anos, o que ajuda na validação externa dos nossos resultados. A implicação desses achados é que essas fraturas têm relevante impacto socioeconômico, pois acometem geralmente adultos em idade produtiva e provocam tempos prolongados de afastamento do trabalho. Observamos uma taxa de retorno ao trabalho de 72,7% em média até o fim do nosso seguimento, o que reforça esses achados. De fato, um estudo prospectivo aleatorizado multicêntrico demonstrou que, após 24 meses, apenas 30% dos pacientes consideraram que conseguiram retornar plenamente ao seu nível prévio de atividade. 17

Alguns estudos demonstram que o principal fator relacionado ao prognóstico dessas fraturas é a qualidade da redução articular e que desvios articulares maiores do que 2,5 mm se relacionam a piores resultados. 15 Em nosso estudo, a média de desvio foi considerada aceitável (1,9 mm), embora no grupo de placas bloqueadas a média tenha ficado marginalmente acima desse valor. De fato, houve uma diferença significativa entre os desvios observados nos grupos bloqueado e convencional, em nosso estudo, o que favorece os implantes convencionais. Esse achado repete os de Abghari et al., 14 que atribuíram essa pior redução à técnica indireta da redução nos casos operados por via minimamente invasiva (comum nos implantes bloqueados). Além disso, em nossa casuística, uma prevalência maior de fraturas bicondilares no grupo da placa bloqueada (não significante) poderia ter alguma relação com esse achado.

Em nosso estudo obtivemos 11 pacientes com sinais de gonartrose (34%) após 15 meses de seguimento em média. Essa incidência é semelhante a estudo publicado em 2016, 18 apesar de o tempo de seguimento não ser suficiente para identificar todos os casos que irão evoluir dessa forma. 19

O presente estudo tem uma série de limitações. Em primeiro lugar, a sua natureza retrospectiva impediu a aleatorização dos pacientes e melhor homogeneidade dos grupos. No entanto, por avaliar os procedimentos feitos no contexto real, os achados têm maior probabilidade de ter validade externa e representar medidas de efetividade dos tratamentos. Outro ponto negativo foi o número limitado de pacientes, que impediu a exploração de subgrupos de pacientes, para os quais os potenciais benefícios de implantes bloqueados poderiam ser identificados. No entanto, a análise estatística mostrou uma baixa correlação dos escores EVA e Lysholm com o tipo de implante, o que indica que a falta de significância encontrada não está relacionada a erro tipo beta (falta de poder ou amostra insuficiente). Não obstante, os achados de nosso estudo demonstram que, para realidade de nosso hospital, os custos dos implantes bloqueados para fraturas do planalto tibial são proibitivos e que, a princípio, o uso de implantes convencionais não provocou resultados radiográficos, clínicos, funcionais ou de qualidade de vida, inferiores aos implantes especiais bloqueados. Isso não significa, no entanto, que esse tipo de implante seja prescindível, uma vez que pode ser necessário em indicações cirúrgicas específicas e parece ser bem aceito entre os cirurgiões.

Conclusão

Observamos que os custos dos implantes bloqueados para o tratamento das fraturas do planalto tibial são significativamente superiores aos dos implantes convencionais, sem, no entanto, apresentar qualquer vantagem clínica, radiográfica, funcional ou de qualidade de vida, nos pacientes de nossa amostra.