metody
badanie zostało zatwierdzone przez Sherman College Institutional Review Board (IRB). Uczestnicy zostali zaproszeni z klasy, reprezentując wygodną metodę próbkowania.14 w sumie 68 uczniów zgłosiło się na trzy oddzielne wizyty do badania termowizyjnego. Uczestnicy byli skanowani dwukrotnie podczas każdej wizyty. Wizyty zaplanowano w odstępie 1 tygodnia, w ciągu tej samej godziny dnia, aby zachować spójność w odniesieniu do rytmu okołodobowego. Typowa analiza wzorca może być wykonywana w ciągu jednego lub dwóch dni między wizytami, ale ponieważ SF-12 zadaje pytania dotyczące poprzedniego tygodnia, wizyty skanowania były zaplanowane w odstępie 1 tygodnia. Wstępne skanowanie wykonano około 1 minuty po wystawieniu pleców uczestnika na działanie temperatury pokojowej, między 70-75 stopni F, a drugie skanowanie uzyskano 5 minut później. Wstępne skany są wykorzystywane w niniejszym badaniu, podczas gdy drugie skany zostaną omówione w kolejnym artykule. Wizyty 1 i 2 zaowocowały 68 procentami TPC (z 68 uczestników), podobnie jak wizyty 2 I 3. Statystycznie analizowano całkowity n spośród 136 procentów TPC.
każdy uczestnik był ustawiony w fotelu do procedury skanowania i skanowany cyfrowym przyrządem termograficznym Tytron C-3000 (Titronics R & D, Oxford, Iowa). Szczegóły procedury skanowania znajdują się w innym miejscu.7 procedura skanowania została uznana za wiarygodną (ICC 0,75 i wyższe).15 wiarygodność opiera się na dwóch egzaminatorów, z których każdy wykonuje dwa skany na 30 wolontariuszach.15 każdy skan rozpoczął się na poziomie kręgów L5, a zakończył na półce potylicznej, tworząc trzy linie lub kanały. Lewy kanał reprezentujący lewą stronę kręgosłupa, prawy kanał reprezentujący prawą stronę kręgosłupa, a trzeci środkowy kanał reprezentujący różnicę (delta) między lewym i prawym kanałem. Skany termograficzne zostały zaimportowane do TPC w celu określenia procentowego podobieństwa nachylenia między skanami. Szczegóły dotyczące rozwoju i wdrażania oprogramowania TPC zostały opisane w elsewhere9 (Rysunek 3). Procedury operacji TPC okazały się wiarygodne (ICC 0,75 lub wyższy).16 wiarygodność opiera się na ocenie przez trzech egzaminatorów 30 par skanów termicznych (od 30 wolontariuszy).
przykład wysokiego prawego kanału TPC procent1
1 prawy kanał TPC tutaj = 89.3.
SF-12 Wersja 2, jednotygodniowy recall survey (SF-12), został użyty do oceny własnych zgłoszonych przez uczestników percepcji zdrowia.17 instrument ankiety zawiera 12 pytań, które skutkują fizycznym podsumowaniem złożonym (PCS) i psychicznym podsumowaniem złożonym (MCS). W niniejszym badaniu oceniano tylko wyniki złożone (PCS i MCS), ponieważ stanowiły one streszczenie tych elementów zajmujących się postrzeganiem wydarzeń fizycznych i psychicznych. SF-12, Wersja 2 została wybrana jako ankieta z wyboru ze względu na krótką formę, łatwość aplikacji i niezawodność. Wykazano, że SF-36 wychwytuje 85% wiarygodnej wariancji profilu zdrowotnego. 12-elementowy SF-12, Wersja 2 wychwytuje 90% wariancji 36-elementowego SF-36.18 po drugim skanowaniu podczas każdej wizyty uczestnicy wypełnili ankietę zdrowotną SF-12. Im wyższy wynik SF – 12, tym lepsze postrzeganie zdrowia.
Stata/SE 8.2 użyto do oszacowania wymaganej wielkości próby w celu wykazania istotnej różnicy między grupami (StataCorp LP, 4905 Lakeway Drive, College Station, Texas, 77845USA). Oszacowano, że będzie różnica 3 punktów między średnimi wynikami SF-12 i że odchylenie standardowe obu grup (grupa o wysokim procencie TPC vs grupa o niskim procencie TPC) będzie w przybliżeniu równe. Alfa została ustawiona jako dwustronna 0,05, A moc na 0,80. Szacowana wielkość próby wymaganej do wykazania istotności wynosiła 130 w każdej z dwóch grup. Ponieważ rzeczywista wielkość próby w tym badaniu była znacznie niższa, uznano, że projekt badawczy ma charakter wstępny.
statystyki Kołmogorowa-Smirnowa i Szapiro-Wilka19 ujawniły, że dane (TPC i SF-12) nie były normalnie rozpowszechniane (p < 0,05). W związku z tym dane zostały ocenione za pomocą nieparametrycznych testów Wilcoxon20 i Spearmana, ponieważ testy te nie zakładają rozkładu normalnego. Testy te przeprowadzono z pakietem statystycznym dla nauk społecznych (SPSS v. 14, Chicago, IL) o znaczeniu dwuogonowym i poziomie Alfa 0,05. Dane analizowano pod kątem korelacji (za pomocą Spearmana, surowych danych między procentami TPC a wynikami SF-12) i różnic (za pomocą Wilcoxona). Różnice oceniano dzieląc grupę na pół i porównując wyniki SF-12 odpowiadające wyższym procentom TPC z wynikami SF-12 odpowiadającymi niższym procentom TPC. Jeśli stwierdzono istotną korelację (z Spearmanem), ale nie stwierdzono istotnej różnicy (z Wilcoxonem) (dzieląc grupę na pół lub na dwie podgrupy), dalsza analiza obejmowała stopniową ocenę danych. Oznacza to, że pięciu uczestników zostało odjętych od dolnego końca wyższej połowy procentowej TPC i pięciu od górnego końca dolnej połowy procentowej TPC, aż do A) była znacząca różnica lub b) w każdej z wysokich i niskich grup procentowych TPC było tylko 20 uczestników. W ten sposób można by ocenić bardziej skrajne końce listy procentowej TPC, wraz z odpowiednimi wynikami SF-12. Jeżeli stwierdzono istotną różnicę w analizie przyrostowej, tj. wyniki SF-12 odpowiadające najwyższym 40 procentom TPC są znacząco różne od wyników SF-12 odpowiadających najniższym 40 procentom TPC, zastosowano dwie inne procedury jako metodę dalszego badania: a) jeden uczestnik został dodany z powrotem do wysokiego i niskiego końca listy procentowej TPC (wraz z odpowiednimi wynikami SF-12) do czasu zniknięcia znaczących różnic (tj., 41 w grupie wysokiej, 41 w grupie niskiej i tak dalej). Dokonano tego w celu ustalenia, czy istnieje próg lub punkt „odcięcia”, w którym procenty TPC nie wykazywały już różnic w odpowiednich wynikach SF-12. Po znalezieniu maksymalnej liczby uczestników wykazujących znaczącą różnicę przeprowadzono korelację dla tego podzbioru.
w tym badaniu rozważano dostosowanie danych dotyczących produktu Bonferroni.21 istnieje jednak sprzeciw wobec stosowania korekty Bonferroni, ponieważ narzuca ona większe prawdopodobieństwo popełnienia błędu typu II (który jest fałszywie ujemny lub odrzucenie hipotezy badawczej –nie znajdując różnicy istotności – gdy hipoteza badawcza powinna zostać przyjęta), 21-22 i jak podkreśla Nakagawa,brakuje formalnego konsensusu co do tego, kiedy korekta Bonferroni jest właściwa.Doprowadziło to do sugestii, że gdy zastosowanie dostosowania Bonferroni jest wątpliwe, istotne ustalenia najlepiej potwierdzić w odrębnych badaniach.23 w tym opracowaniu sąd orzekający rozstrzyga zatem, czy najlepiej jest popełnić błąd typu I czy błąd typu II. W związku z tym, jest to opinia tych autorów, że dalsze badania będą wymagane w celu potwierdzenia lub obalenia obecnych ustaleń, zamiast zalegania z obliczeniami statystycznymi w celu skorygowania dla wielu testów. Niemniej jednak obecne zbiory danych porównano z korektą i bez niej. Alfa skorygowana przez Bonferroniego została uzyskana przez podzielenie poziomu alfa 0,05 Przez liczbę testów na znaczenie. Przeprowadzono 17 testów na znaczenie, w wyniku których Alfa skorygowana o Bonferroni wynosiła 0,002.