Termiske mønstre og sundhedsopfattelser | Anne Marie

metoder

undersøgelsen blev godkendt af Sherman College Institutional anmeldelse Board (IRB). Deltagende studerende blev inviteret fra klasseværelset, repræsenterer en bekvemmelighed prøveudtagning metode.14 i alt 68 studerende meldte sig frivilligt til at modtage termiske scanninger på tre separate besøg. Deltagerne blev scannet to gange ved hvert besøg. Besøgene var planlagt med 1 uges mellemrum inden for samme time på dagen for at opretholde konsistens med hensyn til døgnrytme. Typisk mønsteranalyse kan udføres med en eller to dage mellem besøg, men da SF-12 stiller spørgsmål om den foregående uge, scanningsbesøgene var tidsplan 1 uges mellemrum. 1 minut efter, at deltagerens ryg blev udsat for en omgivende stuetemperatur, mellem 70-75 grader F, og den anden scanning blev opnået 5 minutter senere. De indledende scanninger bruges i denne undersøgelse, mens den anden scanning vil blive behandlet i et efterfølgende papir. Besøg 1 og 2 resulterede i 68 TPC-procent (fra 68 deltagere), ligesom Besøg 2 og 3. Den samlede N på 136 TPC-procent blev statistisk analyseret.

hver deltager blev placeret i en stillingskonstant stol til scanningsproceduren og scannet med et tytron C-3000 digitalt termografisk instrument (Titronics R & D). Nærmere oplysninger om scanningsproceduren findes andetsteds.7 scanningsproceduren har vist sig at være pålidelig (ICC på 0,75 og højere).15 pålideligheden er baseret på to eksaminatorer, der hver udfører to scanninger på 30 studerende frivillige.15 hver scanning begyndte på L5 vertebral niveau og sluttede ved den occipitale hylde og producerede tre linjer eller kanaler. Den venstre kanal, der repræsenterer venstre side af rygsøjlen, den højre kanal, der repræsenterer højre side af rygsøjlen, og en tredje centerkanal, der repræsenterer forskellen (delta) mellem venstre og højre kanal. Termografiscanningerne blev importeret til TPC for at bestemme procentvis lighed mellem hældning mellem scanninger. Nærmere oplysninger om udviklingen og implementeringen af TPC-programmet er beskrevet andet sted9 (figur 3). Procedurerne for TPC-operationer har vist sig at være pålidelige (ICC på 0,75 eller højere).16 pålideligheden er baseret på tre eksaminatorer, der vurderer 30 par termiske scanninger (fra 30 studerende frivillige).

SF-12 version 2, en uges tilbagekaldelsesundersøgelse (SF-12), blev brugt til at vurdere deltagernes selvrapporterede sundhedsopfattelser.17 undersøgelsesinstrumentet indeholder 12 spørgsmål, der resulterer i en fysisk sammensat oversigt (PCS) og Mental sammensat oversigt (MCS). Kun de sammensatte score (PCS og MCS) blev vurderet i denne undersøgelse, da de repræsenterede en oversigt over de emner, der beskæftiger sig med opfattelsen af fysiske og mentale begivenheder. SF-12, version 2 blev valgt som den valgte undersøgelse på grund af dens korte form, brugervenlighed, og pålidelighed. SF – 36 har vist sig at fange 85% af den pålidelige varians i Sundhedsprofilen. 12-elementet SF-12, version 2 fanger 90% af variansen af 36-elementet SF-36.18 efter den anden scanning ved hvert besøg gennemførte deltagerne SF-12 health survey. Jo højere SF-12-score, desto bedre er sundhedsopfattelsen.

Stata/SE 8.2 blev brugt til at estimere den krævede stikprøvestørrelse for at demonstrere en signifikant forskel mellem grupper (StataCorp LP, 4905 Lakvejsdrev, College Station, 77845usa). Det blev estimeret, at der ville være en forskel på 3-point mellem den gennemsnitlige SF-12-score, og at standardafvigelsen for de to grupper (høj TPC-procentgruppe versus den lave TPC-procentgruppe) ville være omtrent ens. Alpha blev indstillet som tosidet 0,05 og effekt på 0,80. Estimeret krævet stikprøvestørrelse for at demonstrere signifikans var 130 i hver af de to grupper. Da den faktiske stikprøvestørrelse i denne undersøgelse var betydeligt lavere, blev forskningsprojektet anset for at være foreløbigt.

Kolmogorov-Smirnov og Shapiro-vilk statistikkerne19 afslørede, at dataene (TPC og SF-12) ikke var normalt fordelt (p < 0,05). Derfor blev dataene vurderet med de ikke-parametriske test, der blev udført med Spearman, og Spearman, da disse tests ikke antager normalfordeling. Disse tests blev udført med den statistiske pakke for Samfundsvidenskab (SPSS v. 14, Chicago, IL) med en to-tailed betydning og et alfa-niveau på 0,05. Dataene blev analyseret for korrelation (via Spearman, af rådataene mellem TPC-procent og SF-12-score) og forskelle (via Spearman). Forskelle blev vurderet ved at dividere gruppen i halvdelen og sammenligne SF-12-score svarende til højere TPC-procent med SF-12-score svarende til lavere TPC-procent. Hvis der blev fundet en signifikant korrelation (med Spearman), men der ikke blev fundet nogen signifikant forskel (ved at dividere gruppen i halvdelen eller i to undergrupper), involverede yderligere analyse trinvist vurdering af dataene. Det vil sige, at fem deltagere blev trukket fra den lave ende af den højere TPC-procenthalvdel og fem fra den øvre ende af den nedre TPC-procenthalvdel indtil A) der var en signifikant forskel eller b) der var kun 20 deltagere i hver af de høje og lave TPC-procentgrupper. På denne måde kunne mere ekstreme ender af TPC-procentlisten sammen med tilsvarende SF-12-score vurderes. Hvis der blev fundet en signifikant forskel i inkrementel analyse, dvs. SF-12-score svarende til de højeste 40 TPC-procent er signifikant anderledes end SF-12-score svarende til De laveste 40 TPC-procent, blev der fulgt to andre procedurer som en metode til yderligere undersøgelse: a) en deltager blev tilføjet tilbage i den høje og lave ende af TPC-procentlisten (sammen med tilsvarende SF-12-score), indtil signifikante forskelle forsvandt (dvs., 41 i den høje gruppe, 41 i den lave gruppe og så videre). Dette blev gjort i et forsøg på at afgøre, om der var et tærskel-eller “cut-off” – punkt, hvor TPC-procenterne ikke længere viste forskelle i tilsvarende SF-12-score. Når det maksimale antal deltagere, der viste en signifikant forskel, blev fundet, blev der udført en korrelation for dette undersæt.

Bonferroni-justeringen af dataene var en overvejelse i denne undersøgelse.21 Der er imidlertid modstand mod brugen af Bonferroni –justeringen, da den pålægger en større sandsynlighed for at begå en type II – fejl (som er et falsk negativt eller afvisning af forskningshypotesen-uden at finde nogen signifikansforskel-når forskningshypotesen skal accepteres),21-22 og som Nakagava påpeger, mangler formel konsensus om, hvornår Bonferroni-justeringen er passende.22 dette har ført til antydningen om, at når brugen af en Bonferroni-justering er tvivlsom, bekræftes signifikante fund bedst gennem separate undersøgelser.23 i denne undersøgelse er juryen således ude med hensyn til, om det er bedst at have begået en type i versus en type II-fejl. Derfor er det disse forfatteres opfattelse, at der kræves yderligere undersøgelser for at bekræfte eller tilbagevise de nuværende fund snarere end at misligholde en statistisk beregning for at korrigere for flere test. Ikke desto mindre blev de nuværende datasæt sammenlignet med og uden justeringen. Den Bonferroni-justerede alfa blev afledt ved at dividere alfa-niveauet på 0,05 med antallet af test for signifikans. Der var 17 tests for signifikans, hvilket resulterede i en Bonferroni-justeret alfa på 0,002.