Termiske mønstre og helse oppfatninger | Anne Marie

Metoder

studien ble godkjent Av Sherman College Institutional Review Board (IRB). Deltakende studenter ble invitert fra klasserommet, som representerer en praktisk prøvetakingsmetode.14 totalt 68 studenter frivillig til å motta termiske skanninger på tre separate besøk. Deltakerne ble skannet to ganger på hvert besøk. Besøkene ble planlagt 1 uke fra hverandre, innen samme time på dagen, for å opprettholde konsistens med hensyn til sirkadiske rytmer. Typisk mønsteranalyse kan gjøres med en eller to dager mellom besøk, men siden SF-12 stiller spørsmål om den forrige uken, skanningsbesøkene var tidsplan 1 uke fra hverandre. 1 minutt etter at deltakerens rygg ble utsatt for en omgivelsestemperatur, mellom 70-75 grader F og den andre skanningen ble oppnådd 5 minutter senere. De første skanninger blir brukt i denne studien, mens de andre skanninger vil bli behandlet i en påfølgende papir. Besøk 1 og 2 resulterte i 68 TPC prosent (fra 68 deltakere) Som Gjorde Besøk 2 og 3. Den totale n av 136 tpc prosent ble statistisk analysert.

hver deltaker ble plassert i en stilling konstant stol for skanneprosedyren og skannet med Et tytron c-3000 digitalt termografisk instrument (Titronics R & D, Oxford, Iowa). Detaljer om skanneprosedyren er gitt andre steder.7 skanneprosedyren har vist seg å være pålitelig(ICC på 0,75 og høyere).15 påliteligheten er basert på to sensorer som hver utfører to skanninger på 30 studentfrivillige.15 Hver skanning begynte På l5 vertebral nivå, og endte på occipital hylle, produsere tre linjer, eller kanaler. Venstre kanal representerer venstre side av ryggraden, høyre kanal representerer høyre side av ryggraden, og en tredje senter kanal som representerer forskjellen (delta) mellom venstre og høyre kanal. Termografi skanner ble importert TIL TPC å bestemme prosent likheten av skråningen mellom skanninger. Detaljer om utvikling og implementering AV tpc-programvaren er beskrevet ellers 9 (Figur 3). Prosedyrene for tpc-operasjoner har vist seg å være pålitelige (ICC på 0,75 eller høyere).16 påliteligheten er basert på tre sensorer som vurderer 30 par termiske skanninger (fra 30 studentfrivillige).

SF-12 versjon 2, one-week recall survey (SF-12), ble brukt til å vurdere deltakernes selvrapporterte helseoppfattelser.17 undersøkelsesinstrumentet inneholder 12 spørsmål som resulterer I En Fysisk Sammensatt Oppsummering (PCS) og Mental Sammensatt Oppsummering (MCS). Bare komposittpoengene (PCS og MCS) ble vurdert i denne studien, da de representerte en oppsummering av de elementene som omhandler oppfatninger av fysiske og mentale hendelser. SF-12, versjon 2 ble valgt som den valgte undersøkelsen på grunn av sin korte form, brukervennlighet og pålitelighet. SF-36 har vist seg å fange 85% av den pålitelige variansen i helseprofilen. 12-elementet SF-12, versjon 2 fanger 90% av variansen til 36-elementet SF-36.18 etter den andre skanningen på hvert besøk fullførte deltakerne SF-12 helseundersøkelsen. Jo høyere SF-12-poengsummen er, desto bedre er helseoppfattelsen.

Stata/SE 8.2 ble brukt til å estimere nødvendig prøvestørrelse for å demonstrere en signifikant forskjell mellom grupper (StataCorp LP, 4905 Lakeway Drive, College Station, Texas, 77845USA). Det ble anslått at det ville være en forskjell på 3 poeng mellom gjennomsnittlig sf-12 score, og at standardavviket for de to gruppene (høy TPC prosentgruppe vs lav tpc prosentgruppe) ville være omtrent like. Alfa ble satt som tosidig 0,05 og strøm på 0,80. Estimert nødvendig utvalgsstørrelse for å demonstrere signifikans var 130 i hver av de to gruppene. Da den faktiske utvalgsstørrelsen i denne studien var betydelig lavere, ble forskningsprosjektet ansett som foreløpig.

Kolmogorov-Smirnov-og Shapiro-Wilk-statistikken19 viste at dataene (TPC og SF-12) ikke var normalfordelt (p < 0,05). Derfor ble dataene vurdert med De ikke-parametriske testene Wilcoxon20 og Spearman, da disse testene ikke antar normal distribusjon. Disse testene ble utført med Statistisk Pakke For Samfunnsvitenskap (SPSS v. 14, Chicago, IL) med en to-tailed betydning og et alfa nivå på 0,05. Dataene ble analysert for korrelasjon (Via Spearman, av rådata mellom tpc-prosent og sf-12-score) og forskjeller (Via Wilcoxon). Forskjeller ble vurdert ved å dele gruppen i to og sammenligne SF-12-skår tilsvarende høyere tpc-prosent med SF-12-skår tilsvarende lavere TPC-prosent. Hvis en signifikant korrelasjon (Med Spearman) ble funnet, men Ingen signifikant forskjell (Med Wilcoxon) funnet (ved å dele gruppen i halv eller i to undergrupper), involverte videre analyse trinnvis vurdering av dataene. Det vil si at fem deltakere ble trukket fra den lave enden av den høyere tpc-prosenthalvdelen og fem fra den øvre enden av den nedre tpc-prosenthalvdelen til a) det var en signifikant forskjell eller b) det var bare 20 deltakere i hver av de høye OG lave tpc-prosentgruppene. På denne måten kan mer ekstreme ender AV tpc-prosentlisten, sammen med tilsvarende sf-12-score, vurderes. HVIS det ble funnet en signifikant forskjell i inkrementell analyse, dvs. AT SF-12-skårene som tilsvarer de høyeste 40 TPC-prosentene, var signifikant forskjellige FRA SF-12-skårene som tilsvarer de laveste 40 tpc-prosentene, ble to andre prosedyrer fulgt som en metode for videre undersøkelse: a) en deltaker ble lagt tilbake i den høye og lave enden AV tpc-prosentlisten (sammen med tilsvarende SF-12-skårene) til signifikante forskjeller forsvant (dvs ., 41 i den høye gruppen, 41 i den lave gruppen og så videre). Dette ble gjort i et forsøk på å avgjøre om det var en terskel eller» cut-off » punkt der tpc prosentene ikke lenger viste forskjeller i tilsvarende SF-12 score. Når det maksimale antall deltakere som viser en signifikant forskjell ble funnet, ble det utført en korrelasjon for dette sub-settet.

Bonferroni-justeringen av dataene var en vurdering i denne studien.21 det er imidlertid motstand mot Bruken Av Bonferroni-justeringen da Den pålegger større sannsynlighet for å begå en TYPE II –feil (som er en falsk negativ, eller avvisning av forskningshypotesen – som ikke finner noen signifikansforskjell-når forskningshypotesen bør aksepteres),21-22 Og Som Nakagawa påpeker, mangler formell konsensus om Når Bonferroni-justeringen er hensiktsmessig.22 Dette har ført til forslaget om at når Bruk Av En Bonferroni-justering er tvilsom, bekreftes signifikante funn best gjennom separate studier.23 derfor, i denne studien, juryen er ute i forhold til om det er best å ha feilet i å begå en type i versus EN TYPE II feil. Følgelig er det meningen fra disse forfatterne at videre studier vil bli pålagt å bekrefte eller motbevise de nåværende funnene, i stedet for å misligholde en statistisk beregning for å korrigere for flere tester. De nåværende datasettene ble likevel sammenlignet med og uten justeringen. Bonferroni – justert alfa ble avledet ved å dividere alfa-nivået på 0,05 med antall tester for signifikans. Det var 17 tester for signifikans, noe som resulterte i En Bonferroni-justert alfa på 0,002.