Szacunek ten pozwolił na 10% wskaźnik zużycia przy 6 miesiącach i zakładał imputację brakujących danych dla wyników 6-miesięcznych. Ponadto zakładaliśmy, że korelacja wyników w małych grupach interwencji doprowadzi do 25% wzrostu wymaganej wielkości próby. Porównaliśmy te dwie grupy pod względem wyjściowych cech demograficznych i klinicznych, co stanowiło potencjalny związek między kobietami w każdej nowej fali (fala składała się z jednej grupy kontrolnej i dwóch grup utraty wagi), którzy rozpoczęli leczenie. Testy chi-kwadrat wykorzystano do porównania odsetka brakujących danych 6-miesięcznych w zależności od grupy leczenia.
Aby ocenić wpływ leczenia na częstość występowania nietrzymania moczu, wykorzystaliśmy uogólnione równania szacunkowe z ujemnymi modelami dwumianowymi, z korektą dla miejsca klinicznego oraz wynikami podstawowymi i 6-miesięcznymi traktowanymi jako powtarzane pomiary. W analizie wrażliwości wykorzystaliśmy także nieparametryczny test rang Wilcoxona do porównania procentowych zmian częstotliwości nietrzymania moczu. Wpływ leczenia na procentową zmianę masy ciała w stosunku do wartości wyjściowej do 6 miesięcy oceniano za pomocą liniowych modeli mieszanych dostosowanych do miejsca.
W badaniach nad utratą masy ciała często maskuje się odzyskaną masę ciała. Aby zająć się tym potencjalnym źródłem uprzedzeń, zastosowaliśmy metody wielokrotnego imputacji, aby przypisać brakujące dane dotyczące masy ciała po 6 miesiącach, przy założeniu, że przeciętna wśród osób rezygnujących z nauki nie zmieniła się w stosunku do wartości wyjściowej. Ponadto przypisywaliśmy brakujące dane dotyczące częstości nietrzymania moczu po 6 miesiącach i masę wkładki dla uczestników w obu grupach, tak jakby przypisano je grupie kontrolnej, w której średnia utrata masy była minimalna, ale zaobserwowano zmniejszenie częstości inkontynencji. Przeprowadziliśmy również pełną analizę przypadków bez przypisywania brakujących wyników.
Proporcje kobiet z redukcjami 50%, 70% i 100% częstości nietrzymania moczu zostały porównane za pomocą uogólnionych równań estymacji, z wykorzystaniem modeli logistycznych z solidnymi błędami standardowymi. Skoncentrowaliśmy się na 70-procentowej redukcji częstości występowania nietrzymania moczu, ponieważ ta liczba została zgłoszona jako próg poprawy zadowolenia pacjentów.21
Wyniki
Charakterystyki poziomu bazowego
Rysunek 1. Rysunek 1. Uczestnicy badania. Tabela 1. Tabela 1. Charakterystyka uczestników według grupy leczenia. Tabela 2. Tabela 2. Masa ciała i częstość epizodów moczu-nietrzymania moczu na linii podstawowej i na 6 miesięcy w zależności od grupy leczenia. Spośród 2116 uczestników przesłuchanych telefonicznie 1778 zostało wykluczonych podczas badań przesiewowych, a 338 poddano randomizacji (ryc. 1). Charakterystyka uczestników grup odchudzających i kontrolnych była podobna w punkcie wyjściowym (Tabela 1). Średni wiek (. SD) wynosił 53 . 11 lat; 19% było czarnych. Średni BMI (36 . 6) i całkowita liczba epizodów nietrzymania moczu na tydzień (24 . 18) (Tabela 2) były podobne w obu grupach. Na początku 297 kobiet miało co najmniej jeden epizod wysiłkowego nietrzymania moczu, a 320 kobiet miało co najmniej jeden epizod nietrzymania moczu na tydzień. W obu grupach nietrzymanie moczu było częstsze niż nietrzymanie związane ze stresem.
Kontynuacja
W 6-miesięcznej obserwacji kontrolnej 318 kobiet (94,1%) dostarczyło dane dotyczące masy ciała (97,8% kobiet w grupie z utratą masy ciała i 86,6% osób w grupie kontrolnej, P <0,001) (wykres 1), a 304 kobiety (89,9%) ukończyły 7-dniowy mikroklimat (94,7% osób w grupie z utratą masy ciała i 80,4% osób w grupie kontrolnej, P <0,001)
[podobne: poradni zdrowia psychicznego, lekarz od kręgosłupa, kto może być dawcą szpiku ]
Powiązane tematy z artykułem: kto może być dawcą szpiku lekarz od kręgosłupa poradni zdrowia psychicznego