熱パターンと健康認識 | Anne Marie

方法

この研究はSherman College Institutional Review Board（IRB）によって承認されました。 参加した学生は、教室から招待され、便利なサンプリング方法を表しました。14人の合計68人の学生が、三つの別々の訪問でサーマルスキャンを受けることをボランティアしました。 参加者は、各訪問に二回スキャンされました。 訪問は、概日リズムに関して一貫性を維持するために、一日の同じ時間内に、1週間離れて予定されていた。 典型的なパターン分析は、訪問の間に一日または二日で行うことができますが、SF-12は前の一週間についての質問をするので、スキャン訪問は1週間離れ 最初のスキャンは、参加者の背中が70-75度Fの間の周囲の室温にさらされた約1分後に撮影され、第二のスキャンは5分後に得られた。 最初のスキャンは本研究で使用され、2番目のスキャンは後続の論文で対処されます。 訪問1と2は、訪問2と3が行ったように68tpcパーセント（68参加者から）をもたらしました。 136TPCパーセントの合計nは統計的に分析されました。

各参加者は、走査手順のための姿勢定数椅子に配置され、Tytron C-3000デジタルサーモグラフィ装置（Titronics R&D、Oxford、Iowa）で走査された。 スキャン手順の詳細は、他の場所で提供されています。7スキャン手順は信頼性があることが判明しています（ICCは0.75以上）。15信頼性は、それぞれ30人の学生ボランティアに二つのスキャンを実行する二つの審査官に基づいています。15各スキャンは、L5椎骨レベルで始まり、後頭棚で終了し、三つのライン、またはチャネルを生成しました。 脊椎の左側を表す左チャネル、脊椎の右側を表す右チャネル、および左右のチャネル間の差（デルタ）を表す第三の中央チャネル。 サーモグラフィスキャンをＴＰＣにインポートして，スキャン間の傾きの類似度パーセントを決定した。 TPCソフトウェアの開発と実装の詳細は、ここで説明されています9(図3). TPC操作の手順は信頼性があることが判明しています（ICCは0.75以上）。16信頼性は、30組の熱スキャン（30人の学生ボランティアから）を評価する三人の審査官に基づいています。

SF-12バージョン2、1週間のリコール調査（SF-12）は、参加者の自己報告された健康認識を評価するために使用されました。17調査機器は、物理的な複合要約（PCS）と精神的な複合要約（MCS）になり、その結果、12の質問が含まれています。 複合スコア（PCSおよびMCS）のみが、物理的および精神的事象の認識を扱う項目の概要を表しているため、本研究で評価された。 SF-12、バージョン2は、その短い形式、アプリケーションの容易さ、および信頼性のために選択の調査として選択されました。 SF-36は健康のプロフィールの信頼できる分散の85%を捕獲するために示されていた。 12項目SF-12、バージョン2は、36項目SF-36の分散の90％をキャプチャします。18各訪問の2回目のスキャンの後、参加者はSF-12健康調査を完了しました。 SF-12スコアが高いほど、健康の認識は良くなります。

Stata/SE8.2を使用して、グループ間の有意差を示すために必要なサンプルサイズを推定した(StataCorp LP,4905Lakeway Drive,College Station,Texas,77845USA)。 平均SF-12スコアの間に3ポイントの差があり、二つのグループ（高TPCパーセントグループ対低TPCパーセントグループ）の標準偏差はほぼ等しいと推定された。 アルファは両面0.05、パワーは0.80に設定されました。 有意性を示すために推定された必要なサンプルサイズは、2つのグループのそれぞれで130であった。 この研究の実際のサンプルサイズはかなり低かったので、研究プロジェクトは本質的に予備的であると考えられた。

Kolmogorov-SmirnovおよびShapiro-Wilk統計19では、データ（TPCおよびSF-12）が正規分布していないことが明らかになりました（p<0.05）。 したがって、これらのテストは正規分布を前提としていないため、データはノンパラメトリック検定Wilcoxon20およびSpearmanで評価しました。 これらの試験は、社会科学のための統計パッケージ（ＳＰＳＳ ｖ． データは、相関（Ｓｐｅａｒｍａｎによる、ＴＰＣパーセントとＳＦ−１ ２スコアとの間の生データの）および差異（Ｗｉｌｃｏｘｏｎによる）について分析した。 差異は、グループを半分に分割し、より高いＴＰＣパーセントに対応するＳＦ−１ ２スコアと、より低いＴＰＣパーセントに対応するＳＦ−１ ２スコアとを比較することによって 有意な相関（Spearmanとの）が見出されたが、有意差（Wilcoxonとの）が見出されなかった場合（グループを半分または2つのサブグループに分割することによって）、さらなる分析 すなわち、a）有意差があったか、b）高低TPCパーセントグループのそれぞれに20人の参加者しかいなかったまで、高いTPCパーセント半分の下限から五人の参加者が減算された。 このようにして、対応するＳＦ−１ ２スコアと共に、ＴＰＣパーセントリストのより極端な端部を評価することができる。 増分分析で有意差が認められた場合、すなわち、最高40TPCパーセントに対応するSF-12スコアが最低40TPCパーセントに対応するSF-12スコアと有意に異なる場合、さらなる調査の方法として他の二つの手順に従った。a)有意差が消失するまで、一つの参加者をtpcパーセントリストの上限と下限に追加した（対応するSF-12スコアとともに）。、高いグループの41、低いグループの41等）。 これは、ｔｐｃパーセントが対応するＳＦ−１ ２スコアの差をもはや示さなかった閾値または「カットオフ」点があるかどうかを決定するために行われた。 有意差を示す参加者の最大数が発見されると、このサブセットに対して相関が行われた。

この研究では、データのBonferroni調整が考慮されました。21しかし、ボンフェローニ調整の使用は、タイプIIの誤りを犯す可能性が高いため（偽陰性であるか、研究仮説が受け入れられるべきであるときに有意差を見ない研究仮説の拒絶である）、21–22に反対しており、中川が指摘するように、ボンフェローニ調整が適切であるかについての正式なコンセンサスは欠けている。22これは、Bonferroni調整の使用が疑わしい場合には、重要な知見が別々の研究を通じて最もよく確認されるという示唆につながっている。23このように、この研究では、陪審員は、タイプI対タイプIIのエラーをコミットする際に誤りを犯したことが最善であるかどうかの点で外れています。 したがって、これらの著者の意見では、複数のテストを修正するための統計的計算を省略するのではなく、現在の知見を確認または反論するためのさらなる研究が必要であると考えられている。 それにもかかわらず、現在のデータセットは、調整の有無にかかわらず比較された。 Bonferroni調整されたアルファは、0.05のアルファレベルを有意性の検定の数で割ることによって導出されました。 有意性のための17のテストがあり、その結果、Bonferroni調整されたαは0.002であった。