Modele termice și percepții asupra sănătății | Anne Marie

metode

studiul a fost aprobat de Sherman College Institutional Review Board (IRB). Elevii participanți au fost invitați din clasă, reprezentând o metodă de eșantionare convenabilă.14 Un total de 68 de studenți s-au oferit voluntari pentru a primi scanări termice la trei vizite separate. Participanții au fost scanați de două ori la fiecare vizită. Vizitele au fost programate la 1 săptămână distanță, în aceeași oră a zilei, pentru a menține coerența în ceea ce privește ritmurile circadiene. Analiza tiparului tipic se poate face cu una sau două zile între vizite, dar din moment ce SF-12 pune întrebări despre săptămâna precedentă, vizitele de scanare au fost programate la 1 săptămână distanță. Scanarea inițială a fost efectuată la aproximativ 1 minut după ce spatele participantului a fost expus la o temperatură ambientală, între 70-75 grade F, iar cea de-a doua scanare a fost obținută 5 minute mai târziu. Scanările inițiale sunt utilizate în studiul de față, în timp ce cele de-a doua scanări vor fi abordate într-o lucrare ulterioară. Vizitele 1 și 2 au avut ca rezultat 68% TPC (de la 68 de participanți), la fel ca și vizitele 2 și 3. N total de 136 procente TPC a fost analizat statistic.

fiecare participant a fost poziționat într-un scaun posture constant pentru procedura de scanare și scanat cu un instrument termografic Digital Tytron c-3000 (Titronics R & D, Oxford, Iowa). Detaliile procedurii de scanare sunt furnizate în altă parte.7 procedura de scanare s-a dovedit a fi fiabilă (ICC de 0,75 și mai mare).15 fiabilitatea se bazează pe doi examinatori care efectuează fiecare două scanări pe 30 de voluntari studenți.15 fiecare scanare a început la nivelul vertebral L5 și s-a încheiat la raftul occipital, producând trei linii sau canale. Canalul stâng reprezentând partea stângă a coloanei vertebrale, canalul drept reprezentând partea dreaptă a coloanei vertebrale și un al treilea canal central reprezentând diferența (delta) dintre canalele din stânga și din dreapta. Scanările termografice au fost importate în TPC pentru a determina similitudinea procentuală a pantei dintre scanări. Detaliile privind dezvoltarea și implementarea software-ului TPC au fost descrise în altă parte9 (Figura 3). Procedurile pentru operațiunile TPC s-au dovedit a fi fiabile (ICC de 0,75 sau mai mare).16 fiabilitatea se bazează pe trei examinatori care evaluează 30 de perechi de scanări termice (de la 30 de voluntari studenți).

SF-12 versiunea 2, sondaj de rechemare de o săptămână (SF-12), a fost utilizat pentru a evalua percepțiile de sănătate raportate de participanți.17 instrumentul de sondaj conține 12 întrebări care rezultă într-un rezumat compozit fizic (PCS) și rezumat compozit Mental (MCS). Numai scorurile compuse (PCS și MCS) au fost evaluate în studiul de față, deoarece au reprezentat un sinopsis al acelor elemente care se ocupă de percepțiile evenimentelor fizice și mentale. SF-12, versiunea 2 a fost selectată ca sondaj de alegere datorită formei sale scurte, ușurinței de aplicare și fiabilității. S-a demonstrat că SF-36 captează 85% din variația fiabilă a profilului de sănătate. 12-element SF-12, versiunea 2 surprinde 90% din varianța 36-element SF-36.18 după a doua scanare la fiecare vizită, participanții au finalizat sondajul de sănătate SF-12. Cu cât scorul SF-12 este mai mare, cu atât percepția asupra sănătății este mai bună.

Stata/SE 8.2 a fost utilizat pentru a estima dimensiunea eșantionului necesar pentru a demonstra o diferență semnificativă între grupuri (StataCorp LP, 4905 Lakeway Drive, College Station, Texas, 77845usa). S-a estimat că ar exista o diferență de 3 puncte între scorurile medii SF-12 și că abaterea standard a celor două grupuri (grupul procentual TPC ridicat față de grupul procentual TPC scăzut) ar fi aproximativ egală. Alpha a fost setat ca față-verso 0.05 și putere la 0.80. Dimensiunea estimată a eșantionului necesar pentru a demonstra semnificația a fost de 130 în fiecare dintre cele două grupuri. Deoarece dimensiunea reală a eșantionului în acest studiu a fost considerabil mai mică, proiectul de cercetare a fost considerat a fi preliminar în natură.

Statisticile Kolmogorov-Smirnov și Shapiro-Wilk19 au arătat că datele (TPC și SF-12) nu au fost distribuite în mod normal (p < 0,05). Prin urmare, datele au fost evaluate cu ajutorul testelor non-parametrice Wilcoxon20 și Spearman, deoarece aceste teste nu presupun o distribuție normală. Aceste teste au fost efectuate cu pachetul statistic pentru științele sociale (SPSS V.14, Chicago, IL) cu o semnificație cu două cozi și un nivel alfa de 0,05. Datele au fost analizate pentru corelarea (prin Spearman, a datelor brute între procentajele TPC și scorurile SF-12) și diferențele (prin Wilcoxon). Diferențele au fost evaluate prin împărțirea grupului în jumătate și compararea scorurilor SF-12 corespunzătoare procentajelor TPC mai mari cu scorurile SF-12 corespunzătoare procentajelor TPC mai mici. Dacă s-a găsit o corelație semnificativă (cu Spearman), dar nu s-a găsit nicio diferență semnificativă (cu Wilcoxon) (prin împărțirea grupului în jumătate sau în două subgrupuri), analiza ulterioară a implicat evaluarea treptată a datelor. Adică, cinci participanți au fost scăzuți din capătul inferior al jumătății procentuale TPC mai mari și cinci din capătul superior al jumătății procentuale TPC inferioare până când a) a existat o diferență semnificativă sau b) au existat doar 20 de participanți în fiecare dintre grupurile procentuale TPC înalte și joase. În acest fel, ar putea fi evaluate capetele mai extreme ale listei procentuale TPC, împreună cu scorurile SF-12 corespunzătoare. Dacă s-a constatat o diferență semnificativă în analiza incrementală, adică scorurile SF-12 corespunzătoare celor mai mari 40% TPC fiind semnificativ diferite de scorurile SF-12 corespunzătoare celor mai mici 40% TPC, atunci au fost urmate alte două proceduri ca metodă de investigare ulterioară: a) un participant a fost adăugat înapoi în capetele înalte și joase ale listei procentuale TPC (împreună cu scorurile SF-12 corespunzătoare) până la dispariția diferențelor semnificative (adică., 41 în grupul înalt, 41 în grupul scăzut și așa mai departe). Acest lucru a fost făcut în încercarea de a determina dacă există un prag sau un punct de „tăiere” în care procentajele TPC nu mai prezintă diferențe în scorurile SF-12 corespunzătoare. Odată ce a fost găsit numărul maxim de participanți care prezintă o diferență semnificativă, a fost efectuată o corelație pentru acest sub-set.

ajustarea Bonferroni a datelor a fost luată în considerare în acest studiu.21 cu toate acestea, există opoziție față de utilizarea ajustării Bonferroni,deoarece impune o probabilitate mai mare de a comite o eroare de tip II (care este un fals negativ sau respingerea ipotezei cercetării –fără a găsi nicio diferență de semnificație – atunci când ipoteza cercetării ar trebui acceptată), 21-22 și, după cum subliniază Nakagawa, lipsește consensul formal cu privire la momentul în care ajustarea Bonferroni este adecvată.22 acest lucru a condus la sugestia că, atunci când utilizarea unei ajustări Bonferroni este discutabilă, constatările semnificative sunt cel mai bine confirmate prin studii separate.23 astfel, în cadrul acestui studiu, juriul se pronunță în ceea ce privește dacă este mai bine să fi săvârșit o eroare de tip I față de o eroare de tip II. În consecință, opinia acestor autori este că vor fi necesare studii suplimentare pentru a confirma sau infirma constatările actuale, mai degrabă decât pentru a nu fi corectate un calcul statistic pentru testarea multiplă. Cu toate acestea, seturile de date actuale au fost comparate cu și fără ajustare. Alfa ajustat Bonferroni a fost derivat prin împărțirea nivelului alfa de 0,05 la numărul de teste pentru semnificație. Au existat 17 teste pentru semnificație, rezultând un alfa ajustat la Bonferroni de 0,002.