ARTIGO ORIGINAL / ORIGINAL ARTICLE

ARTIGO ORIGINAL / ORIGINAL ARTICLE 65 Análise da reprodutibilidade intra e interobservadores das classificações de King e Lenke para Escoliose Idiopática do Adolescente Analysis of reproducibility of king and lenke classification systems for Adolescent Idiopathic Scoliosis Marcelo Ítalo Risso Neto 1 Faisal Ahamad Jomaa 2 Elcio Landim 3 Ivan Guidolin Veiga 4 Paulo Tadeu Maia Cavali 4 Wagner Pasqualini 4 RESUMO Objetivo: estabelecer a concordância intra e interobservadores dos sistemas de classificação para escoliose idiopática do adolescente propostos por King et al. 1 e Lenke et al. Métodos: foram selecionadas radiografias préoperatórias nas incidências ânteroposterior, perfil e inclinações laterais de 31 pacientes com escoliose idiopática, onde as deformidades foram graduadas segundo o método de Cobb. As curvas foram submetidas à classificação pelos sistemas de King e Lenke por quatro observadores com experiência em cirurgia da coluna. Após um intervalo mínimo de uma semana, os observadores realizaram nova leitura dos exames. A análise da concordância foi obtida pelo cálculo do coeficiente Kappa. Resultados: a interpretação dos resultados foi feita pelos critérios de Svanholm et al. e de Landis e Koch. Para classificação de King, o coeficiente Kappa médio obtido intraobservador foi 0,75 (variação de 0,42 a 0,93), considerando a concordância satisfatóriagrande pelos critérios estabelecidos. Interobservadores o coeficiente Kappa médio foi 0,294 (variação de 0,027 a 0,479) com concordância pobreleve segundo os critérios. Para a classificação de Lenke o valor médio do coeficiente Kappa intraobservador ABSTRACT Objective: To establish the intraobserver and interobservers agreement of scoliosis classification systems of King and of Lenke. Methods: Preoperative radiographs in posteroanterior, lateral and sidebending views, and with premeasured Cobb angles of 31 patients with adolescent idiopathic scoliosis were selected.the radiographs were evaluated by four orthopedic surgeon observers with expertise in spinal surgery, who assigned the curve types according to King and Lenke systems. After an interval of one week, the observers analyzed the curves again. Kappa coefficients were used to test statistical reliability. Results: The results were based in Svanholm criteria and Landis and Koch criteria. For King classification the mean Kappa coefficient intraobserver was 0.75 (range, 0.42 to 0.93), with fair/substantial agreement according to the established criteria. Interobservers, the mean Kappa coefficient was 0.294 (range, 0.027 to 0.479), with poor/fair agreement according to the established criteria. For Lenke classification, the mean Kappa coefficient intraobserver was 0.63 (range, 0.37 to 0.89) with fair/substantial agreement according Trabalho realizado no Departamento de Ortopedia e Traumatologia de Faculdade de Ciências Médicas da Universidade Estadual de Campinas UNICAMP Campinas (SP), Brasil. 1 Médico Residente do 3 ano do Departamento de Ortopedia e Traumatologia da Faculdade de Ciências Médicas da Universidade Estadual de Campinas UNICAMP Campinas (SP), Brasil 2 Médico Estagiário da Disciplina de Cirurgia da Coluna do Departamento de Ortopedia e Traumatologia da Faculdade de Ciências Médicas da Universidade Estadual de Campinas UNICAMP Campinas (SP), Brasil. 3 Professor Doutor, Chefe da Disciplina de Cirurgia da Coluna do Departamento de Ortopedia e Traumatologia da Faculdade de Ciências Médicas da Universidade Estadual de Campinas UNICAMP Campinas (SP), Brasil. 4 Médico Assistente da Disciplina de Cirurgia da Coluna do Departamento de Ortopedia e Traumatologia da Faculdade de Ciências Médicas da Universidade Estadual de Campinas UNICAMP Campinas (SP), Brasil. Recebido: 04/03/2005 Aprovado: 14/11/2005 2006;5(1):vii

66 Risso Neto MI, Jomaa FA, Landim E, Veiga IG, Cavali PTM, Pasqualini W foi 0,63 (variação de 0,37 a 0,89), considerando a concordância satisfatóriogrande pelos critérios estabelecidos. A média interobservadores foi 0,365 (variação de 0,346 a 0,541), com concordância pobreleve pelos critérios. Conclusões: ambas as classificações apresentaram melhor concordância intraobservador. Entretanto, a reprodutibilidade é baixa para ambas, tanto intra quanto interobservadores. DESCRITORES: Escoliose/classificação; Adolescente; Reprodutibilidade de resultados to the criteria. The mean interobserves Kappa coefficient was 0.365 (range, 0.346 to 0.541), with poor/fair agreement according to the criteria. Conclusions: Both classifications systems showed best agreement in the intraobservers evaluation.the reproducibility is low for either King and Lenke. Keywords: Scoliosis/classification; Adolescent; Reproducibility of results INTRODUÇÃO King et al 1 propuseram uma classificação radiológica para escoliose idiopática do adolescente, com cinco diferentes padrões de curva, fornecendo diretrizes para as indicações de intervenções cirúrgicas e seleção dos níveis de artrodese 12 (Figura 1). Por esse sistema de classificação temos: Tipo I curva em forma de S na qual a curva lombar é maior e menos flexível que a torácica quando se avaliam as radiografias em inclinação lateral; Tipo II curva em forma S na qual a curva torácica é maior e menos flexível que a lombar; Tipo III curva torácica isolada sem curva compensatória lombar; Tipo IV curva torácica longa em que a quarta vértebra lombar está incluída; Tipo V curva torácica dupla (Tabela1). Apesar de não contemplar curvas como as toracolombares primárias, lombares e dupla principal 3, a classificação de King tornouse padrão para a escoliose idiopática do adolescente. O advento de novos implantes permitindo melhor correção das curvas no final dos anos 1980, passou a levar ao desequilíbrio pósoperatório, curvas de difícil distinção como as do tipo II e III 36, levando a um questionamento da utilidade de classificação de King na orientação de indicações cirúrgicas. Figura 1 Tipos de Curva por King Fonte: traduzido e modificado de Richards BS, Sucato DJ, Konigsberg DE, Oullet JA. Comparison of reliability between the Lenke and King classification systems for adolescent idiopathic scoliosis using radiographs that were not premeasured. Spine. 2003; 28(11): 114856; discussion 11567. Mais recentemente, Lenke et al. 78 propuseram um novo sistema de classificação para escoliose idiopática do adolescente. Esta classificação tem como propostas: 1. Abranger todos os tipos de curva; 2. Enfatizar considerações sobre o alinhamento sagital; 3. Colaborar na definição do tratamento; 4. Utilizar critérios objetivos para cada tipo de curva; 5. Ter concordância intra e TABELA 1 Padrões de Curva por King Tipo I Tipo II Tipo III Tipo IV Tipo V Curva em S na qual tanto a curva torácica quanto a lombar cruzam a linha média Curva lombar é maior que a torácica curva lombar é menos flexível que a torácica Curva em S na qual tanto a curva torácica quanto lombar cruzam a linha média Curva torácica é igual ou maior que a lombar curva lombar é mais flexível que torácica Curva torácica que a porção lombar não cruza a linha média Curva torácica longa na qual L4 se inclina na curva Curva torácica dupla com T1 incluída na convexidade da curva superior Curva torácica superior estruturada nas inclinações Fonte: traduzido e modificado de King HA, Moe JH, Bradford DS, Winter RB. The selection of fusion levels in thoracic idiopathic scoliosis. J Bone Joint Surg Am. 1983;65(9):130213.

Análise da reprodutibilidade intra e interobservadores das classificações de King e Lenke para a Escoliose Idiopática do Adolescente 67 interobservadores boa a excelente; 6. Ser de fácil compreensão. Este sistema de classificação (Figura 2) baseiase na medida das curvas nos planos frontal e sagital, sendo bastante abrangente podendo considerar até 42 tipos de curvas, a partir da combinação de três variáveis: tipo de curva (1, 2, 3, 4, 5 ou 6), modificador lombar (A, B ou C) e modificador torácico sagital (, N ou +). A Figura 3 resume os critérios dessa classificação. CURVA TIPO (16) Modificador lombar Tipo 1 (torácica principal) Tipo 2 (dupla torácica) Tipo 3 (dupla principal) Tipo 4 (tripla principal) Tipo 5 (TL/L) Tipo 6 (TL/LTP) A (nenhuma ou mínima curva) B (curva moderada) C (curva grande) Critérios estruturais sagitais possíveis para determinação do tipo de curva Normal Cifose torácica proximal Cifose toracolombar Cifose TP + TL * Modificador do alinhamento sagital T%T12 : <10º N : 10 40º + : > 40º Figura 2 Diagrama da classificação de Lenke Nota: TL = Toracolombar, L = Lombar, TP = Torácica principal Fonte: traduzido e modificado de Lenke LG, Betz RR, Harms J, Bridwell KH, Clements DH, Lowe TG, Blanke K. Adolescent idiopathic scoliosis: a new classification to determine extent of spinal arthrodesis. J Bone Joint Surg Am. 2001;83(8):116981. MÉTODOS Foram convidados a participar do estudo como observadores quatro ortopedistas cirurgiões de coluna com pelo menos 15 anos de experiência profissional no tratamento de pacientes com escoliose. Todos os observadores tinham familiaridade com as classificações de King e Lenke. Foram selecionados 31 casos documentados em radiografias em ortostase nas incidências ânteroposterior e perfil, e inclinações laterais em decúbito, já com as deformidades mensuradas segundo o método de Cobb e registradas. Os casos foram identificados apenas com um código alfanumérico específico do estudo e divididos randomicamente em três séries (Figura 4). Os observadores, após receberem os artigos originais de King e Lenke, realizaram a classificação das curvas pelos dois sistemas, individualmente, e em dias diferentes. Após nova

68 Risso Neto MI, Jomaa FA, Landim E, Veiga IG, Cavali PTM, Pasqualini W randomização dos casos em três novas séries, cada observador realizou uma segunda leitura de todos os casos, após intervalo mínimo de uma semana, sob as mesmas condições. Os dados foram submetidos à análise estatística, determinandose a concordância intraobservadores, baseada nas duas leituras de cada caso realizadas pelo mesmo observador. A concordância interobservadores foi avaliada considerando as primeiras leituras de cada observador combinadas duas a duas, e num segundo momento combinando da mesma forma as segundas leituras. Para análise estatística, utilizouse o coeficiente Kappa, (κ) descrito por Cohen 9. O coeficiente Kappa, corrige o erro devido ao acaso, determinando a proporção de concordância que se verifica em análise pareada, comparando a proporção observada de concordância com a percentagem de concordância esperada ao acaso. Varia entre menos um (1,0) e mais um (+1,0). O coeficiente foi calculado com o software SAS (Statistical Analysis System). A análise dos resultados após cálculo foi interpretada segundo critérios propostos por Svanholm et al. 10 e por Landis e Koch 11 (Tabela 2). RESULTADOS Intraobservadores Para a classificação de King, a média da reprodutibilidade intraobservador foi de 75% (Po = 0,75), com intervalo de variação entre 58% e 97%. O coeficiente Kappa variou entre 0,42 e 0,93 com média 0,64 considerandose a comparação das duas leituras realizadas pelo mesmo observador (Tabela 3). Pelos critérios de Svanholm et al. para interpretação da concordância pelo coeficiente Kappa, a reprodutibilidade foi considerada satisfatória, e pelos critérios de Landis e Koch considerada grande, quando se avalia a média entre os observadores. Na avaliação da classificação de Lenke, a média da reprodutibilidade intraobservador, foi de 66% (Po = 0,66) com intervalo de variação de 42% a 90%. O coeficiente Kappa teve média entre os observadores de 0,63 (variação de 0,37 a 0,89) (Tabela 4). Considerando a interpretação pelos critérios de Svanholm et al. obtevese concordância satisfatória. Pelos critérios de Landis e Koch a concordância foi grande. Interobservadores O estudo da reprodutibilidade interobservadores foi realizado comparandose a primeira leitura de cada observador, pareadas dois a dois, contemplandose todas as combinações possíveis entre os observadores e repetindose o procedimento, considerando as segundas leituras de cada observador. A avaliação foi feita independentemente para as classificações de King e Lenke. A Tabela 5 resume os resultados da análise. Considerandose todas as medidas realizadas para a classificação de King a média dos coeficientes Kappa foi de 0,294, com intervalo de 0,027 a 0,479. Para a classificação de Lenke, a média dos coeficientes Kappa foi de 0,365, com intervalo de 0,156 a 0,541. Tanto para classificação de King quanto de Lenke, obtevese, pelos critérios de Svanholm et al 10, concordância pobre e, pelos critérios de Landis e Koch 11, concordância leve. DISCUSSÃO As classificações, seja para um determinado tipo de fratura ou para uma afeccção ortopédica específica, são uma constante no cotidiano do ortopedista 12. Para que um sistema de classificação se torne aplicável, alguns requisitos básicos devem ser observados: uniformizar a comunicação entre profissionais, necessitando para tal apresentar boa concordância intra e interobservadores 12 ; apresentar diretrizes para o tratamento; e fornecer informações quanto ao prognóstico. Entretanto, cada vez mais se torna claro que os vários esquemas de classificação nas diversas áreas da medicina não preenchem os requitos necessários para as tornarem válidas 4,13. As classificações radiográficas são amplamente utilizadas na ortopedia, e a reprodutibilidade insatisfatória não é problema exclusivo na avaliação da escoliose. Siebenrock et al. 14 obteve baixa concordância ao estudar fraturas da extremidade proximal do úmero, comparando as classificações de Neer e do grupo AO; Frandsen et al. 15 avaliando fraturas do colo femoral pela classificação de Garden demonstraram concordância insatisfatória, assim como Gusmão et al 16 em publicação brasileira; Tenório et al. 17, comparando as classificações de Danis Weber e LaugeHansen para fraturas do tornozelo mostraram que a primeira tem melhor reprodutibilidade, sendo semelhante estatisticamente entre profissionais em diferentes estágios de formação, enquanto que a segunda se mostrou com concordância moderada. A literatura aponta controvérsias quanto a reprodutibilidade e confiabilidade das classificações de King e de Lenke para escoliose idiopática do adolescente 3,4,8,18. Em recente trabalho realizado por Lenke et al. 4 para avaliação da reprodutibilidade da classificação de King, no qual um dos observadores foi o próprio Prof. Howard King, verificouse grande discordância entre observadores na avaliação de radiografias com curvas prémensuradas. Intraobservadores, a média da concordância foi de 69% (variando entre 56 e 85%); interobservadores, realizouse a comparação entre o resultado das leituras do Prof. Howard King com as dos demais observadores verificandose 64% de concordância em média (variação de 54 a 77%), com coeficiente Kappa médio de 0,49. Lenke et al. 78, na ocasião da publicação de seu novo sistema de classificação para escoliose idiopática do adolescente, obtiveram resultados substancialmente melhores quanto à reprodutibilidade de sua classificação em relação à de King em radiografias prémensuradas. Assim, eles conseguiram confirmar uma das principais propostas de sua nova classificação, chegando a 93% (coeficiente Kappa, 0,92) de concordância interobservadores e 85% (coeficiente Kappa, 0,83) intraobservadores, contra 64% (coeficiente Kappa, 0,49) e 69% (coeficiente Kappa, 0,62), respectivamente para classificação de King, considerando as leituras dos cinco observadores que trabalharam no desenvolvimento desta nova classificação. Contrário a esses resultados, Richards et al. 3 demonstraram 83,5% (coeficiente Kappa, 0,81) de concordância intraobservador e 68% (coeficiente Kappa, 0,61) interobservadores para classificação de King, contra 65% (coeficiente Kappa, 0,60) intraobservadores e 55.5% (coeficiente Kappa, 0,50) interobservadores para classificação de Lenke.

Análise da reprodutibilidade intra e interobservadores das classificações de King e Lenke para a Escoliose Idiopática do Adolescente 69 TABELA 2 Classificação de Força de Concordância Segundo Coeficiente Kappa Figura 4 Exemplo da série radiográfica avaliada pelos observadores Coeficiente Kappa Svanholm et al. 10 <0,50 0,50 0,75 >0,75 Landis e Koch 11 menor que zero 0,00 0,20 0,21 0,40 0,41 0,60 0,61 0,80 0,81 1,00 Força de Concordância Pobre Satisfatória Bom a Excelente Sem concordância Desprezível Leve Moderada Grande Excelente Fonte: traduzido e modificado de Cummings RJ, Loveless EA, Campbell J, Samelson S, Mazur JM. Interobserver reliability and intraobserver reproducibility of the system of King et al.for the classification of adolescent idiopathic scoliosis. J Bone Join Surg Am. 1998;80(8):110711. TABELA 3 Apresentação da proporção de concordância esperada, o coeficiente Kappa, o erro padrão e a concordância entre as duas leituras feitas pelos quatro observadores em dois momentos distintos para a classificação de King Comparação entre as leituras Po Kappa EP Concordância* O1A x O1B 0,61 0,43 0,135 Pobre/moderada O2A x O2B 0,58 0,42 0,123 Satisfatória/moderada O3A x O3B 0,84 0,77 0,097 O4A x O4B 0,97 0,93 0,070 0,75 0,64 Satisfatória/grande *Por Svanholm et al. e Landis e Koch, respectivamente 1011 Nota : O1 a O4 = observadores; A=primeira leitura; B=segunda leitura; EP=erro padrão; Po= proporção esperada da concordância entre os observadores. TABELA 4 Apresentação da proporção de concordância esperada, o coeficiente Kappa, o erro padrão e a concordância entre as duas leituras feitas pelos quatro observadores em dois momentos distintos para a classificação de Lenke Comparação entre as leituras Po Kappa EP Concordância* O1A x O1B 0,48 0,44 0,091 Pobre/moderada O2A x O2B 0,42 0,37 0,089 O3A x O3B 0,84 0,82 0,072 O4A x O4B 0,90 0,89 0,059 0,66 0,63 Satisfatória/grande Nota : O1 a O4 = observadores ; A=primeira leitura ; B=segunda leitura ; EP=erro padrão ; Po= proporção esperada da concordância entre os observadores. * Por Svanholm et al. e Landis e Koch, respectivamente 1011.

70 Risso Neto MI, Jomaa FA, Landim E, Veiga IG, Cavali PTM, Pasqualini W TABELA 5 Apresentação do coeficiente Kappa, do erro padrão e da concordância obtidas na primeira e segunda leituras para as classificações de King e de Lenke feitas interobservadores em dois momentos distintos. Classificação Leitura Kappa EP Faixa de variação de Kappa (mín, máx) Concordância* King 1 a 2 a 0,249 0,339 0,11106 0,10861 ( 0,027 ; 0,412 ) ( 0,199 ; 0,479 ) 0,294 Lenke 1 a 2 a 0,285 0445 0,08128 0,08828 ( 0,156 ; 0,509 ) ( 0,346 ; 0,541 ) Pobre/moderada 0,365 *Por Svanholm et al e Landis e Koch, respectivamente. Entretanto, esse estudo difere do anterior, pois os ângulos das curvas não foram prémedidos nas radiografias, cabendo a cada observador realizar as mensurações segundo o método de Cobb em cada leitura. Os autores defenderam o método considerando que se faz mais coerente com a prática diária. Acreditamos que, apesar de ser mais próximo da realidade, traz um viés importante, uma vez que a medição dos ângulos radiográficos é um prérequisito para as classificações e erros de medição não refletem a real validade da classificação. Dessa forma, optamos por realizar o estudo com radiografias com os ângulos prémedidos e anotados nos filmes. As leituras foram comparadas com iguais pesos, não se usando critérios de ponderação e padrãoouro. Em nossos resultados, a concordância intraobservadores é maior do que interobservadores, porém ambas análises refletem baixa concordância entre as leituras. A classificação de King mostrase pouco abrangente, não contemplando todas as curvas. Além disto, esta classificação é confusa quanto à diferenciação entre curvas como as tipo I (dupla principal), tipo II e tipo III 3. Na casuística avaliada, os tipos II e III de King se mostraram freqüentes nas leituras, sendo, aparentemente, importante fonte de discordância. Além disso, algumas curvas não são classificáveis, pois seu ápice encontrase entre o que é definido para as tipo II e tipo III. Também a curva tipo II pode apresentar dificuldade de se distinguir das duplas principais, pela dificuldade de se definir quais curvas são realmente estruturadas em alguns casos. As curvas tipo IV apresentaram baixa freqüência nas leituras, sendo o único tipo não que teve ocorrência em uma das leituras do observador 2. A classificação de King faz uma avaliação que não leva em consideração a deformidade tridimensional da curva e requer critérios subjetivos. Nossos resultados concluíram pela grande variação da concordância intraobservadores, considerada de pobre a excelente pelos critérios de Svanholm et al. analisando cada observador separadamente. Um dos observadores teve concordância de 97% entre as duas leituras, com Kappa de 0,93, considerado excelente pelos critérios de Svanholm et al. e de Landis e Koch. A concordância interobservadores mostrouse pobre para a classificação de King, inferior à média encontrada na literatura. O propósito da classificação de Lenke tem como objetivos ser simples, completa, objetiva e abrangente. Entre outras diferenças, inova em relação à classificação de King por incluir a análise sagital. Entretanto as múltiplas variáveis que apresentam para sua composição exigem certa experiência para determinação. Isoladamente, a avaliação do tipo de curva, modificador lombar e modificador torácico sagital apresentou boa concordância em trabalho realizado por Richards et al. 3 Porém, o mesmo estudo não verificou boa concordância quando avaliados os três parâmetros em conjunto, como foi o caso do presente estudo. Também verificouse que algumas curvas foram consideradas não classificáveis pelo sistema de Lenke uma vez que se apresentam flexíveis, com medidas menores que 25º nas inclinações e o sistema de Lenke só permite classificação de curvas estruturadas. Assim como para a classificação de King, a concordância para a classificação de Lenke se mostrou bastante variável entre os observadores, com Kappa de 0,37 a 0,89, interpretados como pobre e excelente respectivamente pelos critérios de Svanholm et al. A média entre os coeficientes Kappa (0,63) reflete concordância satisfatória. CONCLUSÃO Concluímos que as classificações de King e de Lenke apresentam baixa concordância intraobservadores e interobservadores pela interpretação estatística dos dados colhidos nas leituras. Verificouse também grande variação dos resultados na análise intraobservadores, o que aliado aos resultados da literatura nos faz questionar a validação dessas classificações.

Análise da reprodutibilidade intra e interobservadores das classificações de King e Lenke para a Escoliose Idiopática do Adolescente 71 REFERÊNCIAS 1. King HA, Moe JH, Bradford DS, Winter RB. The selection of fusion levels in thoracic idiopathic scoliosis. J Bone Joint Surg Am. 1983; 65(9):130213. 2. King HA. Selection of fusion levels for posterior instrumentation and fusion in idiopathic scoliosis. Orthop Clin North Am. 1988;19(2):24755. 3. Richards BS, Sucato DJ, Konigsberg DE, Ouellet JA. Comparison of reliability between the Lenke and King classification systems for adolescent idiopathic scoliosis using radiographs that were not premeasured. Spine. 2003; 28(11): 114856; discussion 11567. 4. Lenke LG, Betz RR, Bridwell KH, Clements DH, Harms J, Lowe TG, Shufflebarger HL. Intraobserver and interobserver reliability of the classification of thoracic adolescent idiopathic scoliosis. J Bone Joint Surg Am. 1998; 80(8):1097106. 5. Lenke LG, Bridwell KH, Baldus C, Blanke K. Preventing decompensation in King type II curves treated with Cotrel Dubousset instrumentation. Strict guidelines for selective thoracic fusion. Spine.1992; 17(8 Suppl):S27481. 6. Lenke LG, Bridwell KH, Baldus C, Blanke K, Schoenecker PL. Cotrel Dubousset instrumentation for adolescent idiopathic scoliosis. J Bone Joint Surg Am.1992; 74(7):105667. 7. Lenke LG, Betz RR, Harms J, Bridwell KH, Clements DH, Lowe TG. A new and reliable 3dimensional classification system of adolescent idiopathic scoliosis. Presented at Scoliosis Research Society, St Louis, Missouri; 1997. 8. Lenke LG, Betz RR, Harms J, Bridwell KH, Clements DH, Lowe TG, Blanke K. Adolescent idiopathic scoliosis: a new classification to determine extent of spinal arthrodesis. J Bone Joint Surg Am. 2001; 83A(8):116981. 9. Cohen JA. A coefficient of agreement for nominal scales. Educ Psychol Meas. 1960; 20:3746. 10. Svanholm H, Starklint H, Gundersen HJ, Fabricius J, Barlebo H, Olsen S. Reproducibility of histomorphologic diagnoses with special reference to the Kappa statistic. APMIS. 1989; 97(8):68998. 11. Landis JR, Koch GG. The measurement of observer agreement for categorical data. Biometrics. 1977; 33(1):15974. 12. Burstein AH. Fracture classification systems: do they work and are they useful? J Bone Joint Surg Am. 1993; 75(12):17434. 13. Kalen V, Conklin M. The behavior of unfused lumbar curve following selective thoracic fusion for idiopathic scoliosis. Spine. 1990; 15(4):2714. 14. Siebenrock KA, Gerber C. The reproducibility of fractures of the proximal end of the humerus. J Bone Joint Surg Am. 1993; 75(12):17515. 15. Frandsen PA, Andersen E, Madsen F, Skjodt T. Garden s classification of femoral neck fractures. An assessment of interobserver variation. J Bone Joint Surg Br. 1988;70(4):58890. 16. Gusmão PD, Mothes FC, Rubin LA, Gonçalves RZ, Teloken MA, Schwartsmann CR. Avaliação da reprodutibilidade da classificação de Garden para fraturas do colo femoral. Rev Bras Ortop. 2002; 37(9):3816. 17. Tenório RB, Mattos CA, Araújo LHC, Belangero WD. Análise da reprodutibilidade das classificações de LaugeHansen e DanisWeber para fraturas de tornozelo. Rev Bras Ortop. 2001; 36(11/12):4347. 18. Cummings RJ, Loveless EA, Campbell J, Samelson S, Mazur JM. Interobserver reliability and intraobserver reproducibility of the system of King et al. for the classification of adolescent idiopathic scoliosis. J Bone Join Surg Am. 1998; 80(8):110711. Correspondência Marcelo Italo Risso Neto Departamento de Ortopedia e Traumatologia Caixa Postal 6111 CEP 13.083970 Campinas (SP), Brasil