Methods
the Sherman College Institutional Review Board (IRB) hyväksyi tutkimuksen. Oppilaat kutsuttiin luokkahuoneesta, mikä edusti mukavaa näytteenottotapaa.14 yhteensä 68 opiskelijaa ilmoittautui vapaaehtoisiksi lämpökuvauksiin kolmella eri käynnillä. Osallistujat skannattiin kahdesti jokaisella käynnillä. Käynnit oli ajoitettu 1 viikon välein saman tunnin vuorokaudenaikaan, jotta vuorokausirytmi pysyisi yhtenäisenä. Tyypillinen kuvio analyysi voidaan tehdä yksi tai kaksi päivää käyntien välillä, mutta koska SF-12 kysyy kysymyksiä edellisen yhden viikon, skannauskäynnit olivat aikataulun 1 viikon välein. Ensimmäinen skannaus otettiin noin 1 minuutti sen jälkeen, kun osallistujan selkä altistettiin huoneenlämpöiseksi, välillä 70-75 astetta F ja toinen skannaus saatiin 5 minuuttia myöhemmin. Alustavia skannauksia käytetään tässä tutkimuksessa, kun taas toista skannausta käsitellään myöhemmässä asiakirjassa. Käynnit 1 ja 2 johtivat 68 TPC-prosenttiin (68 osallistujasta) samoin kuin käynnit 2 ja 3. Yhteensä n 136 TPC-prosenttia analysoitiin tilastollisesti.
jokainen osallistuja asetettiin skannaustoimenpidettä varten asennonvakiotuoliin ja skannattiin Tytron C-3000-digitaalisella termografisella laitteella (Titronics R & D, Oxford, Iowa). Tarkemmat tiedot skannauksesta on esitetty muualla.7 skannaus menettely on todettu luotettavaksi (ICC 0.75 ja korkeampi).15 luotettavuus perustuu kaksi tutkijaa kukin suorittaa kaksi skannaa 30 opiskelija vapaaehtoisia.15 jokainen skannaus alkoi L5 nikaman tasolla, ja päättyi takaraivon hylly, tuottaa kolme riviä, tai kanavia. Vasen kanava, joka edustaa selkärangan vasenta puolta, oikea kanava, joka edustaa selkärangan oikeaa puolta, ja kolmas keskimmäinen kanava, joka edustaa vasemman ja oikean kanavan välistä eroa (delta). Thermography skannaa tuotiin TPC määrittää prosenttia samankaltaisuus kaltevuus välillä skannaa. TPC-ohjelmiston kehitystyön ja toteutuksen yksityiskohdat on kuvattu muulla9 (kuva 3). TPC-operaatioiden menettelytavat on todettu luotettaviksi (ICC 0,75 tai korkeampi).16 luotettavuus perustuu siihen, että kolme tutkijaa arvioi 30 paria lämpökuvia (30 vapaaehtoiselta opiskelijalta).
esimerkki korkeasta oikeasta kanavasta TPC % 1
1 oikeasta kanavasta TPC täällä = 89.3.
SF-12 version 2 eli viikon takaisinkutsututkimuksen (SF-12) avulla arvioitiin osallistujien itse ilmoittamia terveyskäsityksiä.17 tutkimusinstrumentti sisältää 12 kysymystä, joiden tuloksena on fyysinen komposiitti-Yhteenveto (PCS) ja henkinen komposiitti-Yhteenveto (MCS). Tässä tutkimuksessa arvioitiin vain yhdistelmäpisteitä (PCS ja MCS), koska ne muodostivat yhteenvedon fyysisten ja henkisten tapahtumien käsityksiä käsittelevistä seikoista. SF-12, Versio 2 valittiin valintakyselyksi lyhyen muotonsa, helppokäyttöisyytensä ja luotettavuutensa vuoksi. SF-36: n on osoitettu kuvaavan 85% terveysprofiilin luotettavista vaihteluista. 12 kohteen SF-12, Versio 2 kaappaa 90% 36 kohteen SF-36 varianssista.18 jokaisen käynnin toisen skannauksen jälkeen osallistujat suorittivat SF-12-terveyskyselyn. Terveyskäsitys on sitä parempi, mitä korkeampi SF-12-pistemäärä on.
Stata / SE 8.2: ta käytettiin tarvittavan otoskoon arvioimiseen ryhmien välisen merkittävän eron osoittamiseksi (StataCorp LP, 4905 Lakeway Drive, College Station, Texas, 77845USA). Arvioitiin, että SF-12: n keskiarvojen välillä olisi 3 pisteen ero ja että näiden kahden ryhmän keskihajonta (korkea TPC-prosenttiryhmä vs Alhainen TPC-prosenttiryhmä) olisi suunnilleen yhtä suuri. Alpha asetettiin kaksipuoliseksi 0,05: ksi ja teho 0,80: ksi. Arvioitu otoskoko merkityksen osoittamiseksi oli 130 kummassakin ryhmässä. Koska tutkimuksen todellinen otoskoko oli huomattavasti pienempi, tutkimushanketta pidettiin alustavana.
Kolmogorov-Smirnovin ja Shapiro-Wilkin tilastot19 osoittivat, että tiedot (TPC ja SF-12) eivät olleet normaalisti jakautuneet (p < 0, 05). Siksi tiedot arvioitiin ei-parametrisilla testeillä Wilcoxon20 ja Spearman, koska näissä testeissä ei oleteta normaalijakaumaa. Nämä testit tehtiin Yhteiskuntatieteiden Tilastopaketilla (SPSS v. 14, Chicago, IL), jonka merkitys oli kaksihäntäinen ja alfataso 0,05. Aineistosta analysoitiin korrelaatiota (Spearmanin kautta, TPC-prosenttien ja SF-12-pisteiden välistä raakadataa) ja eroja (wilcoxonin kautta). Eroja arvioitiin jakamalla ryhmä puoleen ja vertaamalla SF-12-pisteitä, jotka vastaavat korkeampia TPC-prosentteja, SF-12-pisteisiin, jotka vastaavat pienempiä TPC-prosentteja. Jos havaittiin merkittävä korrelaatio (Spearmanin kanssa), mutta ei merkittävää eroa (Wilcoxonin kanssa) (jakamalla ryhmä kahtia tai kahteen alaryhmään), jatkoanalyysi edellytti tietojen asteittaista arviointia. Eli viisi osallistujaa vähennettiin korkeamman TPC-prosentin puolikkaan alapäästä ja viisi alemman TPC-prosentin puolikkaan yläpäästä, kunnes a) oli merkittävä ero tai b) kussakin korkean ja matalan TPC-prosentin ryhmässä oli vain 20 osallistujaa. Näin voitaisiin arvioida TPC-prosenttilistan ääripäitä sekä vastaavia SF-12-pistemääriä. Jos inkrementaalianalyysissä havaittiin merkittävä ero, eli SF-12-pisteet, jotka vastaavat korkeinta 40 TPC-prosenttilukua, erosivat merkittävästi SF-12-pisteistä, jotka vastasivat alinta 40 TPC-prosenttilukua, jatkotutkimusmenetelmänä käytettiin kahta muuta menetelmää: a) yksi osallistuja lisättiin takaisin TPC-prosenttilistan ylä-ja alapäähän (yhdessä vastaavien SF-12-pisteiden kanssa), kunnes merkittävät erot katosivat (ts., 41 korkeassa ryhmässä, 41 matalassa ryhmässä ja niin edelleen). Näin pyrittiin selvittämään, oliko olemassa kynnys-tai” cut-off ” – piste, jossa TPC-prosentteina ei enää näkynyt eroja vastaavissa SF-12-pisteissä. Kun huomattiin niiden osallistujien enimmäismäärä, joissa oli merkittävä ero, tälle osajoukolle tehtiin korrelaatio.
tässä tutkimuksessa otettiin huomioon Bonferronin tietojen muuttaminen.21 Bonferroni-oikaisun käyttöä kuitenkin vastustetaan, koska se asettaa suuremman todennäköisyyden tehdä tyypin II virhe (joka on väärä negatiivinen,tai tutkimushypoteesin hylkääminen –ei merkitsevyyseroa – kun tutkimushypoteesi olisi hyväksyttävä), 21-22 ja kuten Nakagawa huomauttaa, muodollinen yksimielisyys puuttuu siitä, milloin Bonferroni-säätö on asianmukainen.22 Tämä on johtanut siihen, että jos Bonferronin säätelyn käyttö on kyseenalaista, merkittävät löydökset voidaan parhaiten vahvistaa erillisillä tutkimuksilla.23 näin ollen tässä tutkimuksessa valamiehistö on pois kannalta, onko se on parasta tehdä virhe syyllistyy tyypin I vastaan tyypin II virhe. Näin ollen näiden tekijöiden mielestä lisätutkimuksia tarvitaan nykyisten havaintojen vahvistamiseksi tai kumoamiseksi sen sijaan, että laiminlyötäisiin tilastollinen laskelma, jolla korjataan useita testejä. Tästä huolimatta nykyisiä tietokokonaisuuksia verrattiin oikaisuun ja ilman sitä. Bonferroni adjusted alpha saatiin jakamalla alfataso 0,05 merkitsevyyskokeiden määrällä. Merkitsevyyskokeita tehtiin 17, ja niiden tuloksena Bonferronin alfan arvo oli 0,002.