Posted by on 1 listopada 2018

Brakowało wyników w wieku 3 lat dla 77 dzieci (24,9%). Wyniki IQ mierzone w wieku 2 i 3 lat były silnie skorelowane (r = 0,70, P <0,001) u 161 dzieci, które były badane w obu grupach wiekowych. Łańcuchy Markowa metody Monte Carlo dla monotonnych brakujących danych17-19 zostały wykorzystane w analizach pierwotnych i wtórnych, aby przypisać brakujące wyniki dla 3-letnich dzieci. W analizie podstawowej brakujące wyniki dla dzieci w wieku 3 lat zostały przypisane wynikom po 2 latach w przypadku dzieci w wieku 2 lat (26 dzieci) lub w przypadku zmiennych podstawowych związanych z wynikiem IQ lub z prawdopodobieństwem braku IQ - dane wyjściowe (51 dzieci). Wyjściowe zmienne w modelu imputacji obejmowały rodzaj i dawkę leku przeciwpadaczkowego, matczyny iloraz inteligencji i wieku, wiek ciążowy niemowlęcia w momencie porodu, matczyne postrzeganie przez stosowanie kwasu foliowego, matczyny status społeczno-ekonomiczny oraz to, czy strona znajdowała się w Stanach Zjednoczonych czy w Wielkiej Brytanii. W analizie wtórnej 258 dzieci, które ukończyły badanie w wieku 2 lub 3 lat lub w obu grupach wiekowych, 26 brakujących wyników przypisano wynikom po 2 latach. Błędy standardowe i przedziały ufności w oszacowaniach parametrów uwzględniały niepewność imputacji. Najmniejsze kwadraty oznaczają, że wyniki IQ zostały oszacowane dla każdej grupy po dostosowaniu dla matczynego IQ i wieku, dawki leku przeciwpadaczkowego, wieku ciążowego niemowlęcia w momencie porodu i macierzyńskiego zastosowania precepcyjnego folanu. Aby zbadać, czy wyjściowe różnice wyjaśniają związek walproinianu z gorszymi wynikami poznawczymi, przeprowadzono analizy podgrup post hoc i stworzono działki leśne. Podgrupy zdefiniowano na podstawie indywidualnych zmiennych towarzyszących związanych z ekspozycją na walproinian i oceną skłonności.20 Współzmienne związane z ekspozycją na walproinian zidentyfikowano przy użyciu modeli regresji logistycznej z grupą walproinian jako wartości wyjściowe i wyjściowe jako indywidualne predyktory. Dla każdej indywidualnej zmiennej bazowej stworzono działki leśne, gdy grupa walproinowa wykazała różnice w porównaniu z innymi grupami leków przeciwpadaczkowych.
Tabela 1. Tabela 1. Podstawowe cechy matek 303 według leku przeciwpadaczkowego stosowanego podczas ciąży. Oceny skłonności są przewidywanymi prawdopodobieństwami otrzymywania leczenia z podstawowymi współzmiennymi. Współzmienne są w przybliżeniu równomiernie rozłożone w podgrupach określonych przez oceny skłonności.20,21. Oceny skłonności oszacowano przy użyciu przewidywanych prawdopodobieństw z modelu logistyczno-regresyjnego, z ekspozycją na walproinian jako wynik. Zmienne związane z ekspozycją na walproinian (Tabela 1) były predyktorami w modelu skłonności do wyniku, wraz ze zmiennymi istotnie związanymi z IQ w wieku 3 lat.22 Biorąc pod uwagę uzyskane rozkłady szacowanych wartości skłonności w dwóch grupach (osoby narażone i osoby eksponowane na walproinian), osobnicy byli początkowo podzieleni na dwie podgrupy, w zależności od tego, czy ich oszacowana ocena skłonności była powyżej lub poniżej mediany szacowanej oceny skłonności u pacjentów narażonych na działanie walproinianu. Poniższa mediana grupy skłonności została dodatkowo sklasyfikowana zgodnie z typem epilepsji (zależna od lokalizacji, idiopatyczna uogólniona lub uogólniona toniczno-kloniczna) w celu usunięcia resztkowych zaburzeń równowagi w tej współzmiennej
[więcej w: ośrodek leczenia uzależnień warszawa, szpital pyrzyce rejestracja, przychodnia bytom ]

Powiązane tematy z artykułem: ośrodek leczenia uzależnień warszawa przychodnia bytom szpital pyrzyce rejestracja

Posted by on 1 listopada 2018

Brakowało wyników w wieku 3 lat dla 77 dzieci (24,9%). Wyniki IQ mierzone w wieku 2 i 3 lat były silnie skorelowane (r = 0,70, P <0,001) u 161 dzieci, które były badane w obu grupach wiekowych. Łańcuchy Markowa metody Monte Carlo dla monotonnych brakujących danych17-19 zostały wykorzystane w analizach pierwotnych i wtórnych, aby przypisać brakujące wyniki dla 3-letnich dzieci. W analizie podstawowej brakujące wyniki dla dzieci w wieku 3 lat zostały przypisane wynikom po 2 latach w przypadku dzieci w wieku 2 lat (26 dzieci) lub w przypadku zmiennych podstawowych związanych z wynikiem IQ lub z prawdopodobieństwem braku IQ - dane wyjściowe (51 dzieci). Wyjściowe zmienne w modelu imputacji obejmowały rodzaj i dawkę leku przeciwpadaczkowego, matczyny iloraz inteligencji i wieku, wiek ciążowy niemowlęcia w momencie porodu, matczyne postrzeganie przez stosowanie kwasu foliowego, matczyny status społeczno-ekonomiczny oraz to, czy strona znajdowała się w Stanach Zjednoczonych czy w Wielkiej Brytanii. W analizie wtórnej 258 dzieci, które ukończyły badanie w wieku 2 lub 3 lat lub w obu grupach wiekowych, 26 brakujących wyników przypisano wynikom po 2 latach. Błędy standardowe i przedziały ufności w oszacowaniach parametrów uwzględniały niepewność imputacji. Najmniejsze kwadraty oznaczają, że wyniki IQ zostały oszacowane dla każdej grupy po dostosowaniu dla matczynego IQ i wieku, dawki leku przeciwpadaczkowego, wieku ciążowego niemowlęcia w momencie porodu i macierzyńskiego zastosowania precepcyjnego folanu. Aby zbadać, czy wyjściowe różnice wyjaśniają związek walproinianu z gorszymi wynikami poznawczymi, przeprowadzono analizy podgrup post hoc i stworzono działki leśne. Podgrupy zdefiniowano na podstawie indywidualnych zmiennych towarzyszących związanych z ekspozycją na walproinian i oceną skłonności.20 Współzmienne związane z ekspozycją na walproinian zidentyfikowano przy użyciu modeli regresji logistycznej z grupą walproinian jako wartości wyjściowe i wyjściowe jako indywidualne predyktory. Dla każdej indywidualnej zmiennej bazowej stworzono działki leśne, gdy grupa walproinowa wykazała różnice w porównaniu z innymi grupami leków przeciwpadaczkowych.
Tabela 1. Tabela 1. Podstawowe cechy matek 303 według leku przeciwpadaczkowego stosowanego podczas ciąży. Oceny skłonności są przewidywanymi prawdopodobieństwami otrzymywania leczenia z podstawowymi współzmiennymi. Współzmienne są w przybliżeniu równomiernie rozłożone w podgrupach określonych przez oceny skłonności.20,21. Oceny skłonności oszacowano przy użyciu przewidywanych prawdopodobieństw z modelu logistyczno-regresyjnego, z ekspozycją na walproinian jako wynik. Zmienne związane z ekspozycją na walproinian (Tabela 1) były predyktorami w modelu skłonności do wyniku, wraz ze zmiennymi istotnie związanymi z IQ w wieku 3 lat.22 Biorąc pod uwagę uzyskane rozkłady szacowanych wartości skłonności w dwóch grupach (osoby narażone i osoby eksponowane na walproinian), osobnicy byli początkowo podzieleni na dwie podgrupy, w zależności od tego, czy ich oszacowana ocena skłonności była powyżej lub poniżej mediany szacowanej oceny skłonności u pacjentów narażonych na działanie walproinianu. Poniższa mediana grupy skłonności została dodatkowo sklasyfikowana zgodnie z typem epilepsji (zależna od lokalizacji, idiopatyczna uogólniona lub uogólniona toniczno-kloniczna) w celu usunięcia resztkowych zaburzeń równowagi w tej współzmiennej
[więcej w: ośrodek leczenia uzależnień warszawa, szpital pyrzyce rejestracja, przychodnia bytom ]

Powiązane tematy z artykułem: ośrodek leczenia uzależnień warszawa przychodnia bytom szpital pyrzyce rejestracja