Assessment of the quality of randomized controlled trials (RCTs) is common practice in systematic reviews. However, the reliability of data obtained with most quality assessment scales has not been established. This report describes 2 studies designed to investigate the reliability of data obtained with the Physiotherapy Evidence Database (PEDro) scale developed to rate the quality of RCTs evaluating physical therapist interventions.In the first study, 11 raters independently rated 25 RCTs randomly selected from the PEDro database. In the second study, 2 raters rated 120 RCTs randomly selected from the PEDro database, and disagreements were resolved by a third rater; this generated a set of individual rater and consensus ratings. The process was repeated by independent raters to create a second set of individual and consensus ratings. Reliability of ratings of PEDro scale items was calculated using multirater kappas, and reliability of the total (summed) score was calculated using intraclass correlation coefficients (ICC [1,1]).The kappa value for each of the 11 items ranged from.36 to.80 for individual assessors and from.50 to.79 for consensus ratings generated by groups of 2 or 3 raters. The ICC for the total score was.56 (95% confidence interval=.47-.65) for ratings by individuals, and the ICC for consensus ratings was.68 (95% confidence interval=.57-.76).The reliability of ratings of PEDro scale items varied from "fair" to "substantial," and the reliability of the total PEDro score was "fair" to "good."

Evidence-based practice involves the use of evidence from systematic reviews and randomised controlled trials, but the extent of this evidence in physiotherapy has not previously been surveyed. The aim of this survey is to describe the quantity and quality of randomised controlled trials and the quantity of systematic reviews relevant to physiotherapy. The Physiotherapy Evidence Database (PEDro) was searched. The quality of trials was assessed with the PEDro scale. The search identified a total of 2,376 randomised controlled trials and 332 systematic reviews. The first trial was published in 1955 and the first review was published in 1982. Since that time, the number of trials and reviews has grown exponentially. The mean PEDro quality score has increased from 2.8 in trials published between 1955 and 1959 to 5.0 for trials published between 1995 and 1999. There is a substantial body of evidence about the effects of physiotherapy. However, there remains scope for improvements in the quality of the conduct and reporting of clinical trials.

Abstract To investigate the ability of ultrasonography to estimate muscle activity, we measured architectural parameters (pennation angles, fascicle lengths, and muscle thickness) of several human muscles (tibialis anterior, biceps brachii, brachialis, transversus abdominis, obliquus internus abdominis, and obliquus externus abdominis) during isometric contractions of from 0 to 100% maximal voluntary contraction (MVC). Concurrently, electromyographic (EMG) activity was measured with surface (tibialis anterior only) or fine‐wire electrodes. Most architectural parameters changed markedly with contractions up to 30% MVC but changed little at higher levels of contraction. Thus, ultrasound imaging can be used to detect low levels of muscle activity but cannot discriminate between moderate and strong contractions. Ultrasound measures could reliably detect changes in EMG of as little as 4% MVC (biceps muscle thickness), 5% MVC (brachialis muscle thickness), or 9% MVC (tibialis anterior pennation angle). They were generally less sensitive to changes in abdominal muscle activity, but it was possible to reliably detect contractions of 12% MVC in transversus abdominis (muscle length) and 22% MVC in obliquus internus (muscle thickness). Obliquus externus abdominis thickness did not change consistently with muscle contraction, so ultrasound measures of thickness cannot be used to detect activity of this muscle. Ultrasound imaging can thus provide a noninvasive method of detecting isometric muscle contractions of certain individual muscles. Muscle Nerve 27: 682–692, 2003

During a validation process of the Swedish Knee Arthroplasty Register (SKAR), living registered patients were sent a questionnaire to ask if they had been reoperated on. This gave an opportunity to pose a simple four-point question with respect to patient satisfaction which 95% of patients answered. We analyzed the answers of patients operated on between 1981 and 1995 and found that only 8% of the patients were dissatisfied regarding their knee arthroplasty 2-17 years postoperatively. The satisfaction rate was constant, regardless of when the operation had been performed during the 15-year period. The proportion of satisfied patients was affected by the preoperative diagnosis, patients operated on for a long-standing disease more often being satisfied than those with a short disease-duration. There was no difference in proportions of satisfied patients, whether they had primarily been operated on with a total knee arthroplasty (TKA) or a medial unicompartmental arthroplasty (UKA). For TKAs performed with primary patellar resurfacing, there was a higher ratio of satisfied patients than for TKAs not resurfaced, but this increased ratio diminished with time passed since the primary operation. Unrevised knees had a higher proportion of satisfied patients than knees that had been subject to revision, and among patients revised for medial UKA, the proportion of satisfied patients was higher than among patients revised for TKA. We conclude that satisfaction after knee arthroplasty is stable and long-lasting in unrevised cases and that even after revision most patients are satisfied.

To test the Cumberland Ankle Instability Tool (CAIT), a 9-item 30-point scale, for measuring severity of functional ankle instability.Cross-sectional study.General community.Volunteer sample of 236 subjects.Not applicable.Concurrent validity by comparison with the Lower Extremity Functional Scale (LEFS) and a visual analog scale (VAS) of global perception of ankle instability by using the Spearman rho. Construct validity and internal reliability with Rasch analysis using goodness-of-fit statistics for items and subjects, separation of subjects, correlation of items to the total scale, and a Cronbach alpha equivalent. Discrimination score for functional ankle instability by maximizing the Youden index and tested for sensitivity and specificity. Test-retest reliability by intraclass correlation coefficient, model 2,1 (ICC(2,1)).There were significant correlations between the CAIT and LEFS (rho=.50, P<.01) and VAS (rho=.76, P<.01). Construct validity and internal reliability were acceptable (alpha=.83; point measure correlation for all items, >0.5; item reliability index, .99). The threshold CAIT score was 27.5 (Youden index, 68.1); sensitivity was 82.9% and specificity was 74.7%. Test-retest reliability was excellent (ICC(2,1)=.96).CAIT is a simple, valid, and reliable tool to measure severity of functional ankle instability.

Objective To estimate the one year prognosis and identify prognostic factors in cases of recent onset low back pain managed in primary care. Design Cohort study with one year follow-up. Setting Primary care clinics in Sydney, Australia. Participants An inception cohort of 973 consecutive primary care patients (mean age 43.3, 54.8% men) with non-specific low back pain of less than two weeks’ duration recruited from the clinics of 170 general practitioners, physiotherapists, and chiropractors. Main outcome measures Participants completed a baseline questionnaire and were contacted six weeks, three months, and 12 months after the initial consultation. Recovery was assessed in terms of return to work, return to function, and resolution of pain. The association between potential prognostic factors and time to recovery was modelled with Cox regression. Results The follow-up rate over the 12 months was more than 97%. Half of those who reduced their work status at baseline had returned to previous work status within 14 days (95% confidence interval 11 to 17 days) and 83% had returned to previous work status by three months. Disability (median recovery time 31 days, 25 to 37 days) and pain (median 58 days, 52 to 63 days) took much longer to resolve. Only 72% of participants had completely recovered 12 months after the baseline consultation. Older age, compensation cases, higher pain intensity, longer duration of low back pain before consultation, more days of reduced activity because of lower back pain before consultation, feelings of depression, and a perceived risk of persistence were each associated with a longer time to recovery. Conclusions In this cohort of patients with acute low back pain in primary care, prognosis was not as favourable as claimed in clinical practice guidelines. Recovery was slow for most patients. Nearly a third of patients did not recover from the presenting episode within a year.

This paper describes PEDro, the Physiotherapy Evidence Database. PEDro is a web-based database of randomized controlled trials and systematic reviews in physiotherapy. It can be accessed free of charge at http://ptwww.cchs.usyd.edu.au/pedro. The database contains bibliographic details and abstracts of most English-language randomized trials and systematic reviews in physiotherapy, and of many trials and reviews in other languages. Trials on the database are rated on the basis of their methodological quality so that users of the database can quickly identify trials of high quality. Trials and systematic reviews are extensively indexed to facilitate searching. PEDro provides an important information resource to support evidence-based clinical practice.

Practice guidelines recommend various types of exercise and manipulative therapy for chronic back pain but there have been few head-to-head comparisons of these interventions. We conducted a randomized controlled trial to compare effects of general exercise, motor control exercise and manipulative therapy on function and perceived effect of intervention in patients with chronic back pain. Two hundred and forty adults with non-specific low back pain ≥3 months were allocated to groups that received 8 weeks of general exercise, motor control exercise or spinal manipulative therapy. General exercise included strengthening, stretching and aerobic exercises. Motor control exercise involved retraining specific trunk muscles using ultrasound feedback. Spinal manipulative therapy included joint mobilization and manipulation. Primary outcomes were patient-specific function (PSFS, 3–30) and global perceived effect (GPE, −5 to 5) at 8 weeks. These outcomes were also measured at 6 and 12 months. Follow-up was 93% at 8 weeks and 88% at 6 and 12 months. The motor control exercise group had slightly better outcomes than the general exercise group at 8 weeks (between-group difference: PSFS 2.9, 95% CI: 0.9–4.8; GPE 1.7, 95% CI: 0.9–2.4), as did the spinal manipulative therapy group (PSFS 2.3, 95% CI: 0.4–4.2; GPE 1.2, 95% CI: 0.4–2.0). The groups had similar outcomes at 6 and 12 months. Motor control exercise and spinal manipulative therapy produce slightly better short-term function and perceptions of effect than general exercise, but not better medium or long-term effects, in patients with chronic non-specific back pain.

From 1975, when the Swedish Knee Arthroplasty Register (SKAR) started, until the end of 1997, 57,533 primary arthroplasties and revisions have been registered. Recently, the register underwent a comprehensive validation and update regarding revisions. We now report on general demographic and epidemiological data for the whole period and on the survivorship of arthroplasties performed in Sweden during 1988-1997. During this 10-year period, 41,223 primary knee arthroplasties were performed on 34,877 patients. We found, as in our earlier reports, that survivorship was affected by patient-, time-, implant- and method-related factors but, apart from an overall higher cumulative revision rate, general conclusions reported from the register in recent years appeared to be unaffected.

Abstract Objective To determine the prevalence of serious pathology in patients presenting to primary care settings with acute low back pain, and to evaluate the diagnostic accuracy of recommended “red flag” screening questions. Methods An inception cohort of 1,172 consecutive patients receiving primary care for acute low back pain was recruited from primary care clinics in Sydney, Australia. At the initial consultation, clinicians recorded responses to 25 red flag questions and then provided an initial diagnosis. The reference standard was a 12‐month followup supplemented with a specialist review of a random subsample of participants. Results There were 11 cases (0.9%) of serious pathology, including 8 cases of fracture. Despite the low prevalence of serious pathology, most patients (80.4%) had at least 1 red flag (median 2, interquartile range 1–3). Only 3 of the red flags for fracture recommended for use in clinical guidelines were informative: prolonged use of corticosteroids, age >70 years, and significant trauma. Clinicians identified 5 of the 11 cases of serious pathology at the initial consultation and made 6 false‐positive diagnoses. The status of a diagnostic prediction rule containing 4 features (female sex, age >70 years, significant trauma, and prolonged use of corticosteroids) was moderately associated with the presence of fracture (the area under the curve for the rule score was 0.834 [95% confidence interval 0.654–1.014]; P = 0.001). Conclusion In patients presenting to a primary care provider with back pain, previously undiagnosed serious pathology is rare. The most common serious pathology observed was vertebral fracture. Approximately half of the cases of serious pathology were identified at the initial consultation. Some red flags have very high false‐positive rates, indicating that, when used in isolation, they have little diagnostic value in the primary care setting.