La force de la fiabilité du test de réévaluation intra-évaluateur a été évaluée à l`aide d`un coefficient de corrélation intraclass (ICC). La CPI a été réalisée dans le cadre d`un modèle alpha à effet mixte et à concordance absolue. En utilisant les intervalles de confiance (IC) de 95% pour la moyenne du groupe, une ICC a été calculée en fonction de la différence entre les moyennes des scores appariés pour chacun des trois tests. La moyenne d`erreur standard (SEM) [21] et la variation minimale détectable (MDC) ont également été obtenues. , où SStotal représente la variance globale dans le modèle et n représente le nombre total de participants. 27 plusieurs études ont utilisé la méthodologie des rayons x [4], [7]-[11] afin d`estimer la longueur relative du métatarsien. Cependant, cette méthode présente de nombreux inconvénients en raison du coût, de l`accessibilité et de l`exposition aux rayonnements ionisants [12], [13]. Les méthodes ostéologiques reposent sur des mesures osseuses directes [14]-[16] sur des modèles CADAVERIQUES, qui pourraient être influencés par la présence de nécrose [17]. Enfin, la palpation clinique est fréquemment utilisée pour identifier la position de la tête métatarsienne. Cependant, de nombreuses études n`établissent pas ou ne décrivent pas la fiabilité et la validité de cette méthode. Spooner et coll. [13] ont utilisé la palpation clinique par rapport aux mesures radiologiques afin d`établir la formule métatarsienne. Glasoe et coll.

[18] mesuraient la longueur relative des premier et deuxième métatarsiens, à l`aide d`un calice et de repères osseux de référence tels que le tubercule naviculaire et le pli dorsal des premiers et deuxièmes articulations métatarsophalangeales, observant un mauvais inter-évaluateur Fiabilité. Sur la base de cette méthode, Davidson et coll. [12] ont utilisé un étrier afin d`évaluer les différences de longueur du premier et du deuxième orteil et du métatarsien. Ils ont mesuré 36 pieds de 18 participants, effectuant trois essais différents, dont l`un est décrit par Glasoe et coll. [18]. L`objectif de cette recherche est d`utiliser un échantillon plus large pour étudier la fiabilité intra-évaluateur de ces trois méthodes utilisées par Davidson et coll. [12]. Lors de la classification de la fiabilité selon les recommandations du currier`s25, la fiabilité de l`IRD mesurée à l`aide de l`USI au-dessus de l`ombilic était bonne à excellente; à l`umbilicus, pauvres à justes; et en dessous de l`umbilicus, juste à bon. Sur la base de ce schéma de classification, il apparaît que les évaluateurs sont plus susceptibles d`obtenir une uniformité acceptable lors de l`acquisition et du traitement d`images au-dessus ou en dessous de l`umbilicus.

Toutefois, à la frontière supérieure de l`umbilicus, il peut être inapproprié de comparer l`IRD chez les patients ou au sein de ceux-ci (c.-à-d., pour mesurer les changements dans l`IRD au fil du temps ou en réponse à l`intervention) si différents thérapeutes effectuent l`évaluation à chaque fois. Les changements de l`IRD de moins de 2 cm à ce niveau ne peuvent pas être considérés comme reflétant des changements réels en dehors de l`erreur de mesure. Le MDC est meilleur sur les sites de mesure ci-dessus (entre 0,64 et 1,06 cm) et au-dessous (entre 1,29 et 1,38 cm) l`umbilicus. Le MDC (Voir l`équation 3) a été calculé pour déterminer la variation minimale de l`IRD nécessaire pour être certain qu`un changement réel s`était produit lorsque deux évaluateurs différents ont effectué l`évaluation de l`USI et la mesure de l`IRD. 27 valeurs d`IRD capturées au repos, D (135) = 0.049, p = 0,20 et pendant le levage de la tête, D (135) = 0.061, p = 0,20, étaient normalement distribués.