Termiska mönster och hälsouppfattningar | Anne Marie

metoder

studien godkändes av Sherman College Institutional Review Board (IRB). Deltagande studenter var inbjudna från klassrummet, som representerar en bekvämlighetsprovtagningsmetod.14 totalt 68 studenter frivilligt att få termiska skanningar på tre separata besök. Deltagarna skannades två gånger vid varje besök. Besöken var planerade 1 veckors mellanrum, inom samma timme på dagen, för att upprätthålla konsistens med avseende på cirkadiska rytmer. Typisk mönsteranalys kan göras med en eller två dagar mellan besök men eftersom SF-12 ställer frågor om den föregående veckan, skanningsbesöken var schema 1 veckas mellanrum. Den initiala skanningen togs ungefär 1 minut efter att deltagarens rygg utsattes för en omgivande rumstemperatur, mellan 70-75 grader F och den andra skanningen erhölls 5 minuter senare. De initiala skanningarna används i föreliggande studie medan de andra skanningarna kommer att behandlas i ett efterföljande papper. Besök 1 och 2 resulterade i 68 TPC-procent (från 68 deltagare) liksom Besök 2 och 3. Den totala n av 136 TPC-procent analyserades statistiskt.

varje deltagare placerades i en konstant stol för skanningsproceduren och skannades med ett Tytron C-3000 digitalt termografiskt instrument (Titronics R & D, Oxford, Iowa). Detaljer om skanningsproceduren finns någon annanstans.7 skanningsproceduren har visat sig vara tillförlitlig (ICC på 0,75 och högre).15 tillförlitligheten baseras på två examinatorer som vardera utför två skanningar på 30 studentvolontärer.15 varje skanning började på L5 vertebral nivå och slutade på occipital hylla och producerade tre linjer eller kanaler. Den vänstra kanalen som representerar vänster sida av ryggraden, den högra kanalen som representerar höger sida av ryggraden och en tredje mittkanal som representerar skillnaden (delta) mellan vänster och höger kanal. Termografiskanningarna importerades till TPC för att bestämma procentuell likhet av lutning mellan skanningar. Detaljer om utveckling och implementering av TPC-programvaran har beskrivits annars9 (Figur 3). Förfarandena för TPC-operationer har visat sig vara tillförlitliga (ICC på 0,75 eller högre).16 tillförlitligheten baseras på tre examinatorer som bedömer 30 par termiska skanningar (från 30 studentvolontärer).

SF-12 version 2, one-week recall survey (SF-12), användes för att bedöma deltagarnas självrapporterade hälsouppfattningar.17 undersökningsinstrumentet innehåller 12 frågor som resulterar i en fysisk sammansatt sammanfattning (PCS) och Mental sammansatt sammanfattning (MCS). Endast de sammansatta poängen (PCS och MCS) bedömdes i den aktuella studien, eftersom de representerade en sammanfattning av de saker som handlar om uppfattningar om fysiska och mentala händelser. SF – 12, version 2 valdes som valfri undersökning på grund av dess korta form, användarvänlighet och tillförlitlighet. SF – 36 har visat sig fånga 85% av den tillförlitliga variansen i hälsoprofilen. Den 12-punkt SF-12, version 2 fångar 90% av variansen av 36-punkt SF-36.18 efter den andra skanningen vid varje besök slutförde deltagarna SF-12 health survey. Ju högre SF-12-poäng, desto bättre är hälsouppfattningen.

Stata / se 8.2 användes för att uppskatta erforderlig provstorlek för att visa en signifikant skillnad mellan grupper (StataCorp LP, 4905 Lakeway Drive, College Station, Texas, 77845USA). Det uppskattades att det skulle finnas en skillnad på 3-poäng mellan de genomsnittliga SF-12-poängen och att standardavvikelsen för de två grupperna (hög TPC-procentgrupp jämfört med den låga TPC-procentgruppen) skulle vara ungefär lika. Alpha sattes som tvåsidig 0,05 och effekt vid 0,80. Beräknad erforderlig provstorlek för att visa betydelse var 130 i var och en av de två grupperna. Eftersom den faktiska provstorleken i denna studie var betydligt lägre ansågs forskningsprojektet vara preliminärt.

Kolmogorov-Smirnov-och Shapiro-Wilk-statistiken19 avslöjade att data (TPC och SF-12) inte normalt distribuerades (p < 0,05). Därför bedömdes data med de icke-parametriska testerna Wilcoxon20 och Spearman eftersom dessa tester inte antar normalfördelning. Dessa tester utfördes med det statistiska paketet för samhällsvetenskap (SPSS V.14, Chicago, IL) med en två-tailed betydelse och en alfa-nivå på 0,05. Data analyserades för korrelation (via Spearman, av rådata mellan TPC-procent och SF-12-poäng) och skillnader (via Wilcoxon). Skillnader bedömdes genom att dela gruppen i hälften och jämföra SF-12-poäng motsvarande högre TPC-procent med SF-12-poäng motsvarande lägre TPC-procent. Om en signifikant korrelation (med Spearman) hittades, men ingen signifikant skillnad (med Wilcoxon) hittades (genom att dela gruppen i hälften eller i två undergrupper), involverade ytterligare analys stegvis bedömning av data. Det vill säga fem deltagare subtraherades från den låga änden av den högre TPC-procenthalvan och fem från den övre änden av den nedre TPC-procenthalvan tills a) Det var en signifikant skillnad eller b) det var bara 20 deltagare i var och en av de höga och låga TPC-procentgrupperna. På detta sätt kan mer extrema ändar av TPC-procentlistan, tillsammans med motsvarande SF-12-poäng, bedömas. Om en signifikant skillnad hittades i inkrementell analys, dvs SF-12-poäng motsvarande de högsta 40 TPC-procenten är signifikant annorlunda än SF-12-poäng motsvarande De lägsta 40 TPC-procenten, följdes två andra procedurer som en metod för vidare undersökning: a) en deltagare lades tillbaka till de höga och låga ändarna av TPC-procentlistan (tillsammans med motsvarande SF-12-poäng) tills signifikanta skillnader försvann (dvs., 41 i den höga gruppen, 41 i den låga gruppen och så vidare). Detta gjordes i ett försök att avgöra om det fanns en tröskel eller ”cut-off”-punkt där TPC-procenten inte längre visade skillnader i motsvarande SF-12-poäng. När det maximala antalet deltagare som visade en signifikant skillnad hittades utfördes en korrelation för denna delmängd.

bonferroni-justeringen av data övervägdes i denna studie.21 Det finns emellertid motstånd mot användningen av Bonferroni-justeringen eftersom det innebär en större sannolikhet att begå ett typ II –fel (vilket är ett falskt negativt eller avslag på forskningshypotesen – att inte hitta någon betydelseskillnad-när forskningshypotesen ska accepteras), 21-22 och som Nakagawa påpekar saknas formellt samförstånd om när Bonferroni-justeringen är lämplig.22 Detta har lett till antagandet att när användningen av en Bonferroni-justering är tveksam, bekräftas signifikanta resultat bäst genom separata studier.23 i denna studie är således juryn ute när det gäller huruvida det är bäst att ha fel i att begå ett typ i kontra ett typ II-fel. Följaktligen är det dessa författares uppfattning att ytterligare studier kommer att krävas för att bekräfta eller motbevisa de nuvarande resultaten, snarare än att misslyckas med en statistisk beräkning för att korrigera för flera tester. De nuvarande datamängderna jämfördes dock med och utan justeringen. Den Bonferroni-justerade alfa härleddes genom att dividera alfa-nivån på 0,05 med antalet test för betydelse. Det fanns 17 tester för betydelse, vilket resulterade i en Bonferroni-justerad alfa av 0,002.