Thermische patronen en gezondheidspercepties | Anne Marie

methoden

de studie werd goedgekeurd door de Sherman College Institutional Review Board (IRB). Deelnemende studenten werden uitgenodigd uit de klas, wat een convenience sampling methode vertegenwoordigt.14 een totaal van 68 studenten vrijwillig thermische scans ontvangen op drie afzonderlijke bezoeken. De deelnemers werden tweemaal gescand bij elk bezoek. De bezoeken werden 1 week na elkaar gepland, binnen hetzelfde uur van de dag, om de consistentie met betrekking tot circadiaanse ritmes te handhaven. Typische patroonanalyse kan worden gedaan met een of twee dagen tussen de bezoeken, maar aangezien de SF-12 vragen stelt over de vorige week, waren de scan bezoeken schema 1 week uit elkaar. De eerste scan werd genomen ongeveer 1 minuut nadat de rug van de deelnemer werd blootgesteld aan een omgevingstemperatuur, tussen 70-75 graden F en de tweede scan werd verkregen 5 minuten later. De eerste scans worden gebruikt in de huidige studie, terwijl de tweede scans zullen worden behandeld in een volgende paper. Bezoeken 1 en 2 resulteerden in 68 TPC-percentages (van 68 deelnemers) evenals bezoeken 2 en 3. De totale n van 136 TPC-procenten werd statistisch geanalyseerd.

elke deelnemer werd geplaatst in een stoel met constante houding voor de scanprocedure en gescand met een Tytron C-3000 digitaal thermografisch instrument (Titronics R & D, Oxford, Iowa). Details van de scanprocedure worden elders verstrekt.7 de scanprocedure is betrouwbaar gebleken (ICC van 0,75 en hoger).15 de betrouwbaarheid is gebaseerd op twee examinatoren die elk twee scans uitvoeren op 30 studentenvrijwilligers.15 elke scan begon op het L5-wervelniveau, en eindigde op het occipitale plat, met drie lijnen of kanalen. Het linkerkanaal vertegenwoordigt de linkerkant van de wervelkolom, het rechterkanaal vertegenwoordigt de rechterkant van de wervelkolom, en een derde middelste kanaal vertegenwoordigt het verschil (delta) tussen de linker en rechter kanalen. De thermografie scans werden geïmporteerd naar de TPC om procent gelijkenis van helling tussen scans te bepalen. Bijzonderheden over de ontwikkeling en implementatie van de TPC-software zijn elders beschreven 9 (Figuur 3). De procedures voor TPC-operaties zijn betrouwbaar gebleken (ICC van 0,75 of hoger).16 de betrouwbaarheid is gebaseerd op drie examinatoren die 30 paar thermische scans beoordelen (van 30 studentenvrijwilligers).

de SF-12 Versie 2, one-week recall survey (SF-12), werd gebruikt om de zelf gerapporteerde gezondheidspercepties van deelnemers te beoordelen.17 het onderzoeksinstrument bevat 12 vragen die resulteren in een Fysical Composite Summary (PCS) en Mental Composite Summary (MCS). Alleen de samengestelde scores (PCS en MCS) werden in deze studie beoordeeld, omdat ze een synopsis vertegenwoordigden van die items die betrekking hadden op percepties van fysieke en mentale gebeurtenissen. De SF-12, Versie 2 werd gekozen als de enquête naar keuze vanwege de korte vorm, het gemak van de toepassing en de betrouwbaarheid. Het is aangetoond dat de SF-36 85% van de betrouwbare variantie in gezondheidsprofiel vangt. De 12-item SF-12, Versie 2 vangt 90% van de variantie van de 36-item SF-36.18 na de tweede scan van elk bezoek hebben de deelnemers het SF-12 gezondheidsonderzoek afgerond. Hoe hoger de SF-12 score, hoe beter de gezondheid perceptie is.

Stata / SE 8.2 werd gebruikt om de vereiste steekproefgrootte te schatten om een significant verschil tussen de groepen aan te tonen (StataCorp LP, 4905 Lakeway Drive, College Station, Texas, 77845USA). Er werd geschat dat er een verschil van 3 punten zou zijn tussen de gemiddelde SF-12 scores, en dat de standaardafwijking van de twee groepen (groep met hoog TPC-percentage Versus groep met laag TPC-percentage) ongeveer gelijk zou zijn. Alpha was ingesteld op tweezijdige 0,05 en macht op 0,80. De geschatte vereiste steekproefgrootte om de significantie aan te tonen was 130 in elk van de twee groepen. Aangezien de werkelijke steekproefgrootte in deze studie aanzienlijk lager was, werd het onderzoeksproject als voorlopig beschouwd.

uit de statistieken van Kolmogorov-Smirnov en Shapiro-Wilk19 bleek dat de gegevens (TPC en SF-12) normaal niet werden verspreid (p < 0,05). Daarom werden de gegevens beoordeeld met de niet-parametrische tests Wilcoxon20 en Spearman omdat deze tests geen normale distributie veronderstellen. Deze tests werden uitgevoerd met het statistisch pakket voor de Sociale Wetenschappen (SPSS V. 14, Chicago, IL) met een twee-tailed significance en een alfaniveau van 0,05. De gegevens werden geanalyseerd op correlatie (via Spearman, van de ruwe gegevens tussen TPC percenten en SF-12 scores) en verschillen (via Wilcoxon). De verschillen werden beoordeeld door de groep in tweeën te delen en SF-12-scores te vergelijken die overeenkomen met hogere TPC-percentages met SF-12-scores die overeenkomen met lagere TPC-percentages. Als er een significante correlatie (met Spearman) werd gevonden, maar er geen significant verschil (met Wilcoxon) werd gevonden (door de groep in de helft of in twee subgroepen te delen), omvatte verdere analyse een stapsgewijze beoordeling van de gegevens. Dat wil zeggen, vijf deelnemers werden afgetrokken van de lage kant van de hogere TPC procent de helft en vijf van de bovenste Kant van de lagere TPC procent de helft tot A) Er was een significant verschil of b) Er was slechts 20 deelnemers in elk van de hoge en lage TPC procent groepen. Op deze manier, meer extreme uiteinden van de TPC procent lijst, samen met overeenkomstige SF-12 scores, kunnen worden beoordeeld. Als een significant verschil werd gevonden in incrementele analyse, dat wil zeggen, SF-12 scores die overeenkomen met de hoogste 40 TPC percenten significant verschillend zijn dan SF-12 scores die overeenkomen met de laagste 40 TPC percenten, dan werden twee andere procedures gevolgd als een methode voor verder onderzoek: a) één deelnemer werd toegevoegd aan de hoge en lage uiteinden van de TPC percentenlijst (samen met overeenkomstige SF-12 scores) totdat significante verschillen verdwenen (d.w.z. 41 in de hoge Groep, 41 in de lage groep enzovoort). Dit werd gedaan in een poging om te bepalen of er een drempel of “cut-off” punt waar de TPC percenten niet langer vertoonde verschillen in overeenkomstige SF-12 scores. Zodra het maximale aantal deelnemers met een significant verschil werd gevonden, werd een correlatie uitgevoerd voor deze subreeks.

de Bonferroni-aanpassing van de gegevens was een overweging in deze studie.21 Er is echter verzet tegen het gebruik van de Bonferroni –aanpassing, omdat het een grotere kans op het plegen van een type II – fout (die een vals-negatief is,of de afwijzing van de onderzoekshypothese-het vinden van geen verschil van betekenis-Wanneer de onderzoekshypothese moet worden aanvaard), 21-22 en zoals Nakagawa benadrukt, is er geen formele consensus over wanneer de Bonferroni-aanpassing geschikt is.Dit heeft geleid tot de suggestie dat wanneer het gebruik van een aanpassing van Bonferroni twijfelachtig is, significante bevindingen het best kunnen worden bevestigd door middel van afzonderlijke studies.23 in deze studie is de jury dus uit op de vraag of het het beste is om een fout van type I versus een fout van type II te hebben begaan. Daarom is het de mening van deze auteurs dat verdere studie nodig zal zijn om de huidige bevindingen te bevestigen of te weerleggen, in plaats van in gebreke te blijven met een statistische berekening om te corrigeren voor meervoudige tests. Niettemin werden de huidige gegevensverzamelingen met en zonder de aanpassing vergeleken. De aan Bonferroni aangepaste Alfa werd afgeleid door het alfaniveau van 0,05 te delen door het aantal tests voor significantie. Er waren 17 significantietesten, resulterend in een voor Bonferroni gecorrigeerde alfa van 0,002.