Abstracte achtergrond
Een recente Britse bevolking enquête van mondgezondheid opgenomen vragen aan tandheelkundige angst te beoordelen middel om te voorzien en prevalentie ramingen van deze belangrijke psychologische construct.
Methods
Een tweetraps cluster monster werd gebruikt voor het onderzoek in Engeland, Wales en Noord-Ierland. Het onderzoek vond plaats tussen oktober-december 2009 en januari-april 2010. Alle interviewers werden getraind op onderzoek procedures. Binnen de 7.233 huishoudens in de steekproef waren er 13.509 volwassenen die werden gevraagd om deel te nemen aan de enquête en 11.382 namen deel (84%).
Resultaten
De schaal was betrouwbaar en toonde enig bewijs van unidimensionaliteit. Geschatte aandeel van de deelnemers met een hoge tandheelkundige angst (cut-off score = 19) was 11,6%. Percentielen en betrouwbaarheidsintervallen werden gepresenteerd en kan worden geschat voor individuele patiënten in verschillende leeftijdsgroepen en geslacht met behulp van een on-line tool.
Conclusies
De grootste gerapporteerde gegevens ingesteld op de MDAS uit een representatieve steekproef UK werd gepresenteerd. psychometrie De weegschaal is ondersteunend voor de routine evaluatie van de patiënt tandheelkundige angst te vergelijken met een aantal belangrijke demografische groepen ingedeeld naar leeftijd en geslacht. Beoefenaars in het Verenigd Koninkrijk hebben een bron om de zeldzaamheid van niveau van tandheelkundige angst een bepaalde patiënt te schatten, met betrouwbaarheidsintervallen, bij gebruik van de on-line percentiel calculator.
Sleutelwoorden
Dental angst representatieve enquête Psychometrie Percentielen On-line calculator achtergrond
in 2009 is de vijfde tienjaarlijkse nationale enquête van de volwassen tandheelkundige gezondheid in het Verenigd Koninkrijk werd uitgevoerd. De eerste nationale Brits onderzoek vond plaats in 1968. In de eerdere enquêtes tandheelkundige angst werd beoordeeld met behulp van enkel item vragen [1, 2] die geen betrouwbare meting mogelijk te maken. RF en KH waren betrokken bij de ontwikkeling van de vraag bank voor de enquête 2009. De Modified Dental Anxiety Scale (MDAS) werd opgenomen als was aangetoond een betrouwbare en valide instrument in zijn [3] en tussen landen [4]. Deze paper maakt van de gelegenheid om te rapporteren over dit aspect van de Adult Dental Health Survey (ADHS) 2009 aan de bevolking normen en percentiel voor gebruik door tandartsen. Ondernemingen De Modified Dental Anxiety Scale is een korte, 5 punt vragenlijst met een consistente het beantwoorden van de regeling voor elk item, variërend van 'niet bang' tot 'zeer bezorgd' [3]. Het is bij elkaar opgeteld om een Likert-schaal te bouwen met een minimale score van 5 en een maximum van 25. Het is de meest gebruikte tandheelkundige angst vragenlijst in de [5] Verenigd Koninkrijk en niet de patiënt angsten toenemen wanneer afgerond [6, 7]. Bestaande gegevens suggereren dat de voltooiing van de vragenlijst aanzienlijk kan verminderen toestand van angst in de praktijk instelling [8, 9]. Het heeft verdedigbare psychometrische eigenschappen, is relatief snel en eenvoudig in te vullen en te scoren [4, 10]. Een cut-off waarde van 19 of hoger is bepaald empirisch [3, 11] aan te bevelen om tandheelkundige professionals die mogelijk nog hulp nodig kunnen zijn voor een succesvolle behandeling voltooid. De maatregel is gebruikt in vele onderzoek [12-14] en klinische gerelateerde [12, 15] en studies hebben bijgedragen tot de kennis van deze belangrijke psychologische construct. Het is een van een aantal instrumenten die zijn ontworpen om de eigenschappen te bestuderen van tandheelkundige angst [16]. De schaal is gebaseerd op de originele Corah van Dental Anxiety Scale (CDA) [17] de conversie tabellen zijn gepubliceerd om waarden te vergelijken tussen de twee instrumenten [18]. De MDAS is vertaald in een aantal talen, waarvan vele psychometrie gepubliceerd (Spaans [19], Turks [20], Griekse [21], Chinees [22], Tamil [23] en Arabische [24]).
data uit UK monsters beschikbaar zijn [10, 12, 14, 25] om clinici de scores van hun patiënten te vergelijken. Echter, deze monsters niet representatief zijn. Vanuit deze positie, de belangrijkste adviseurs (RF en KH) de belemmeringen voor tandheelkundige gezondheid, aanbevelingen aan de organisatorische team van de 2009 Adult Dental Health Survey naar de MDAS onder meer als een instrument voor de beoordeling van de tandheelkundige angst in het Verenigd Koninkrijk [9]. De nieuwe gegevens zou een belangrijke uitkomst melden, te weten: de ongeëvenaarde reeks van de Britse normen en bieden een waardevolle vergelijker voor beoordeling door de patiënt. Verder kunnen onderzoekers of artsen profiteren van toegang tot percentielen tabel in de belangrijkste demografische groepen om deze vergelijking te verbeteren. Het voordeel van percentielen is dat ze de zeldzaamheid van de score van een patiënt te kunnen identificeren, en dus ook informatie te verstrekken in aanvulling op simpelweg boven of onder een cut-off [26].
Een tweede resultaat van de normatieve component van de studie was om bieden interval
schattingen van het percentiel rangen die overeenkomen met ruwe scores op de MDAS. Wanneer gezondheidswerkers verwijzen score van een patiënt om normen percentiel, hun interesse is in de permanente (percentiel rang) van de score van de patiënt in de normatieve populatie
, in plaats van haar positie in het specifieke groep deelnemers die toevallig deel uitmaken van de normatieve monster.
Hoewel, in het onderhavige geval, de normatieve monster gebruikt om de basis van de omzetting van ruwe scores gelederen percentiel bieden was zeer groot, het is nog steeds zo dat, net als bij elke normatieve data, is er enige onzekerheid over deze hoeveelheden. Dus de percentiel rang voor een ruwe score verkregen uit een normatieve monster moet worden gezien als een punt schatting van de percentiel rang van de score in de bevolking en moet gepaard gaan met een interval schatting [26]. . Interval schattingen dienen de nuttige algemene doel van ons eraan te herinneren dat alle normatieve gegevens zijn feilbaar en serveer het specifieke doel van het kwantificeren van deze feilbaarheid [27, 28]
Vandaar dat de doelstellingen van dit document waren drieledig: ten eerste om de psychometrische eigenschappen te evalueren van de MDAS in een grote representatieve steekproef. Ten tweede, om een set van normen (in de vorm van percentiel rangen) voor de volwassen Britse bevolking te melden, waardoor clinici met referentiewaarden die voorziet in scores van hun patiënt. Ten derde, tot het punt
ramingen van het percentiel gelederen aan te vullen met interval
schattingen.
Methoden
Steekproef en procedure
Een twee-traps cluster monster werd gebruikt voor de enquête bestaande uit 253 primaire bemonstering units (PSU) in Engeland en Wales, en nog eens 15 PSU's in Noord-Ierland. Elk PSU bestond uit twee postcode sectoren met 25 adressen in de steekproef van elkaar, waardoor een totale steekproef van 13.400 adressen. Van deze 12.054 kwamen in aanmerking voor opname (1346 ineligibles waren onbezet huishoudens, zakelijke adressen, verzorgingstehuizen etc.). Deze procedures zijn in overeenstemming met eerdere ADHS collecties met behulp van multi-stage gestratificeerde steekproef. Postcodesectoren werden aan elkaar gekoppeld te helpen verminderen de effecten van clustering en de diversiteit van de populatie bij elke voeding. De koppeling van naburige postcode sectoren hielp ook vermindering van het effect [13]. De standaard aanpak in de Office of National Statistics is om te koppelen off aaneengesloten PSUs in ingestort lagen, en de variantie van de schatter te baseren op het kwadraat verschillen tussen PSUs binnen strata, gesommeerd over strata. De ONS beleid is dat het niet geschikt is voor de postcode sector PSUs van multistage monsters te mengen met die van enkele fase monsters van de huishoudens zou zijn, dus PSU's in het ADHS gekoppeld zijn [29]. In elk van de 10 Engels Strategic Health Authorities en in Wales, werden 1.150 adressen bemonsterd en 750 adressen werden bemonsterd in Noord-Ierland. Het onderzoek vond plaats tussen oktober-december 2009 en januari-april 2010. Alle interviewers werden getraind op onderzoek procedures.
Van de 12.054 in aanmerking komende huishoudens, 7233 deelgenomen (60% huishoudens respons), terwijl de overige 3.895 huishoudens weigerden deelnemen of waren niet bereikbaar (n = 455) of andere non-response (n = 471). Binnen de 7233 huishoudens waren er 13.509 volwassenen die werden gevraagd om deel te nemen aan het onderzoek - van deze 11.382 namen deel (84%). Alle individuen 16 yearsand jaar en ouder werden uitgenodigd om deel te nemen. Dus moesten we een huishouden respons van 60% (7233 HH) en een individuele respons (van binnen die huishoudens) van 84% (11.382 personen).
Een tweetraps weging aanpak aangenomen die ervoor zorgde dat de 1150 adressen waren bemonsterd in elk Engels SHA en in Wales, en nog eens 750 in Noord-Ierland. Een gevolg van het doel om soortgelijke steekproef monsters te bereiken op de SHA-niveau is dat de differentiële sampling rates werden gebruikt in de SHAs, Wales en Noord-Ierland. Een enquête gewicht moest worden gebruikt om te compenseren voor deze verschillende tarieven. Evenals deze weging van de steekproef ontwerp tekortkomingen aan te pakken, werd de weging ook gebruikt om vertekening te wijten aan non-respons te verminderen. Helaas, minimale informatie beschikbaar is over niet-reagerende huishoudens: echter geografische informatie in verband met niet-reagerende huishoudens is verkrijgbaar bij de volkstelling van 2001. Dit Census categoriseert elke PSU op basis van belangrijke kenmerken waaronder typische soort huishouden, sociaal-economische status, etniciteit typische etc. Vandaar werd huishoudelijke non-respons op basis van het gebied een huishouden was. Details van deze zijn opgenomen in het Technisch Rapport [13] .
vragenlijst en maatregelen Ondernemingen De ADHS inclusief een klinisch onderzoek en een vragenlijst [13]. De inhoud opgenomen: de belangrijkste indicatoren van de mondgezondheid en functie, tandziekten, dringende omstandigheden, zoals pijn en sepsis, complexe behandelingen ontvangen, mondgezondheid risicofactoren en gedrag, service overwegingen en resultaten, inclusief toegang tot en belemmeringen voor de zorg. De breedte van onderwerpen is te groot (p21 Foundation Report) in de ruimte voor opname in deze krant. Daarom is het de latere aspect van barrières en in het bijzonder, tandheelkundige angst, dat dit papier is gericht. Regelmaat van deelname werd vastgesteld op basis van de vragenlijst. De tekst was: "In het algemeen ga je naar de tandarts voor ... (1) een regelmatige check-up, (2) af en toe een check-up, (3) of alleen als je problemen hebt met je tanden /kunstgebit" <. hoe bezorgd men de dag voelt voor een afspraak bij de tandarts, dan wanneer in de wachtkamer te wachten voor de ontvangst van het boren, schalen en een plaatselijke verdoving injectie: br> om tandheelkundige angst we de MDAS, waarin de deelnemers wordt gevraagd om te beoordelen in dienst te beoordelen. Reacties variëren van "niet bezorgd" (scoorde 1) tot 'zeer bezorgd' (scoorde 5). De vijf items worden opgeteld tot een totaalscore, die een bereik van minimaal 5 tot maximaal 25 Totaal scores van 5 en 25 zou duiden maken heeft: geen tandheelkundige angst en extreme tandheelkundige angst, respectievelijk. Betrouwbaarheid van de Engels taal versie van het oorspronkelijke onderzoek [3] van de MDAS is goed (interne consistentie = 0,89; test-hertest = 0,82). De schaal kan worden gedownload
http:... //Geneeskunde st-andrews ac uk /aanvullende /Humphris /dentalAnxiety htm.. Het item formulering is weergegeven in tabel 1 en de schaal van de lay-out kunnen worden gereproduceerd uit de speciale website download.Table 1 Psychometrische gegevens: Item middelen (sd); factorladingen, maximum likelihood (ML), asymptotische verdeling gratis (ADF), Pearson correlatiematrix en post verwoording
Items
Mean
Sd
Factorladingen
ML
ADF
Q1
1.91
1,22
0,94
0,93
Q2
1.98
1.26
0,97
0,97
Q3
2.61
1,42
0,79
0,79
Q4
1,69
1.09
0,67
0,67
Q5
2.55
1.43
0,66
0,66
items
correlaties
Q1
Q2
Q3
Q4
Q5
Q1
1
0,91
0,74
0,64
0,62
Q2
1
0,77
0,65
0,65
Q3
1
0,62
0,76
Q4
1
0,55
Q5
1
items
Wording
Q1
Indien je ging naar de tandarts voor de behandeling MORGEN, hoe zou je je voelt?
Q2
Als je zat in de wachtkamer (wachttijd voor de behandeling), hoe zou jij je voelen?
Q3
Als je over te hebben een tand van gaten waren, hoe zou je je voelt?
Q4
Als je over waren om je tanden verzegeld en gepolijst, hoe zou je je voelt?
Q5
Als u op het punt om een lokaal anestheticum injectie in uw tandvlees hebben boven een bovenrug tanden waren, hoe zou je voelt
Cronbach's alpha (95% CI): 0,917 (0,915, 0,919)
confirmatorische factoranalyse 'nabijheid van fit' ramingen voor unidimensionele schaal (ADF schatting):.
chi-kwadraat = 19,28.
vrijheidsgraden = 2.
CFI = 0,998, (groter dan 0,95).
TLI = 0.990, (groter dan 0,95).
RMSEA (95% CI) . = 0,028 (0,017, 0,041) (minder dan 0,05)
Procedure
het veldwerk procedures kunnen als volgt worden samengevat: het huishouden werd aanvankelijk benaderd door letter van tevoren van een huishouden gesprek. Het huishouden werd meegedeeld dat een interviewer zou bellen om het gesprek binnen een korte periode (dagen) te bespreken. Om het aantal niet-contacten (gezinshoofden niet bereikbaar) zoveel mogelijk te beperken, werden alle interviewers geïnstrueerd om te bellen op de adressen op verschillende dagen, en op verschillende momenten van de dag (p17 Foundation Report) [13]. Deelnemers werden gevraagd naar demografische status en andere tandheelkundige-gerelateerde onderwerpen met inbegrip van de 5 vragen van de MDAS door opgeleide interviewers in het huishouden.
Ethische kwesties
Een enkele aanvraag is ingediend bij NHS Research Ethics System (nres) die alle ingediende aspecten van het onderzoek in Engeland, Wales en Noord-Ierland. Goedkeuring is verleend in juni 2009. Alle deelnemers gaven schriftelijk toestemming.
Statistische analyse
De gegevens werden geanalyseerd met behulp van SPSS ™ versie 19 en AMOS ™ versie 19 [30]. Interne consistentie en bevestigende factoranalyse (CFA) uitgevoerd om, respectievelijk, de interne consistentie (Cronbachs alpha) en het niveau van fit (Chi-kwadraat, CFI, TLI & amp; RMSEA) een eendimensionale model geschaald naar een continue latente construeren. CFA werd geschat met behulp van maximum likelihood en distributie gratis methoden voor vergelijking. Alle vijf punten werden door één latente variabele. Het eerste punt wordt geselecteerd om de factor vast die eenheid voor identificatiedoeleinden. Deze selectie wordt algemeen beschouwd als willekeurig. Frequenties, middelen en standaarddeviaties werden berekend aan de overkant van de grote demografische factoren en zelf-gerapporteerde een bezoek. Er werd een vergelijking gemaakt tussen de originele data set gemeld in 2008 en de huidige gegevens met behulp van vaste factor variantieanalyse, met en zonder correctie voor de grote demografische variabelen, namelijk:. Leeftijd, geslacht en sociaal-economische status
Een set van percentielen werd voorbereid over geslacht en de belangrijkste leeftijdsgroepen. Een drempel van 19 en ouder werd goedgekeurd [3, 11], zoals het niveau waarvoor is het waarschijnlijk dat een tandarts zou overwegen om met behulp van aanvullende methoden om de patiënt te beheren, zoals ontspanning, systematische desensibilisatie of farmacologische adjunct. Vaste factor variantie-analyse werd uitgevoerd met behulp van de voortdurende grootschalige data om de variatie van tandheelkundige angst te inspecteren in de belangrijkste demografische, gedrags- en sociaal-economische status factoren. Significantieniveau werd ingesteld op de gebruikelijke 5%, tweezijdig.
Schattingen Point of percentiel rangen Ondernemingen De standaard methode voor het verkrijgen percentiel rangen werd gebruikt [31, 32]. Dat wil zeggen, Percentile
Rank
=
m
+
0,5
k
N
100
,
(1) waarbij m
is het aantal leden van de normatieve monster verkrijgen van een score lager dan de score van belang, k
is de nummer verkrijgen van de score van de rente, en N
is de algemene normatieve steekproef.
Interval schattingen van percentiel rangen
Zoals opgemerkt, was een ander doel van de huidige studie aan het punt
schattingen van de te begeleiden de percentiel rangen die overeenkomen met ruwe score met interval
schattingen van deze hoeveelheden. Een percentiel rang gewoon verhouding vermenigvuldigd met 100 aldus werkwijzen voor het verkrijgen een interval schatting van een percentage (zoals klassieke methoden op basis van de binomiale verdeling) kan worden gebruikt om tussentijdse schattingen van een percentiel rang te verkrijgen. Voor dit probleem is er een complicatie. Hoewel angstscores discrete (d.w.z. integer-waarde), de onderliggende dimensie deze index worden genomen algemeen continue, reële waarde hoeveelheden. Zo wordt een ruwe score van bijvoorbeeld 7 beschouwd als een puntschatting van een reële waarde score die overal in het interval zou kunnen liggen 6,5-7,4999 (plus een oneindig aantal extra 9s na de 4 e decimaal) . Anders gezegd, in principe kunnen we onderscheid maken tussen individuen het verkrijgen van dezelfde ruwe score waren we-tie breken items te introduceren. Deze veronderstelling van een doorlopende onderliggende score is alomtegenwoordig in psychologische metingen en motiveert de standaard definitie van een percentiel rang (formule 1)
Normatieve gegevens voor schalen zoals de MDAS zal altijd een aanzienlijk aantal gelijke scores bevatten.; dat wil zeggen, zal een groot aantal mensen in de normgroep dezelfde ruwe test score te verkrijgen. Inderdaad, als een normatieve sample is groot en de gegevens scheef (als wat normaal het geval voor angst schalen als de meerderheid van de bevolking geen klinisch bezorgd), dan kan er letterlijk honderden van dergelijke banden een bepaalde ruwe score . Het huidige probleem verschilt dus van die behandeld door standaard binomiale steekproef waarbij er geen mogelijkheid van meerdere banden kunnen zijn.
Crawford, Garthwaite en Slick [31] hebben recent ontwikkelde Bayesiaanse en klassieke methoden die de extra onzekerheid als gevolg van gebonden te nemen scores. Crawford et al. [26] en Crawford et al. [33] zijn deze methoden om tussentijdse schattingen voor zelf-verslag mood schalen, zoals de HADS, DASS en PANAS bieden; De werkwijzen zijn ook gebruikt om tussentijdse schattingen voor verschillende neuropsychologische testresultaten [34, 35] bevatten. In de huidige studie passen we de Bayesiaanse methode om MDAS scores Belgique Om het probleem van de methoden te pakken te illustreren:. Stel dat in een normatieve steekproef van 100 mensen, 89 verkregen lagere scores dan een zaak en 2 verkregen dezelfde score als het geval is . Dan is het punt schatting van de percentiel rang voor score van de behuizing (met behulp van de formule 1) is 90 en het toepassen van Crawford et al. [36] Bayesiaanse methode, het interval schatting 82,15-95,27. Stel echter dat 85 verkregen lagere scores en 10 dezelfde score behaald. De puntschatting van het percentiel rang is hetzelfde als in het voorgaande voorbeeld (90), maar de interval schatting 79,79-97,10; dit laatste interval groter vanwege de toegenomen onzekerheid die door het grotere aantal banden (10 versus 2). De technische details van deze methoden zijn niet hier te stellen: zie Crawford et al. [36] voor hun afleiding, en tegen mathematische behandeling en evaluatie, zie Garthwaite en Crawford [37].
Eenzijdige versus tweezijdige intervallen
In de praktijk zullen er gevallen waarin een eenzijdige interval kan de voorkeur boven een tweezijdig interval. Zo kan een clinicus geïnteresseerd in de vraag of de score van een patiënt is minder extreem dan wordt aangegeven door de puntschatting maar niet bijzonder geïnteresseerd in de vraag of de score is nog extremer, of vice-versa. De door Crawford c.s. methoden. [31] worden gemakkelijk aangepast om een eenzijdige limiet verschaffen. Echter, zonder voorafgaande kennis van welke limiet van belang (hier de situatie, zoals wordt beoogd intervallen voor gebruik door anderen bieden) is handiger om 100 (1- [α
/2]) dubbelzijdig genereren intervallen die vervolgens bieden 100 (1-α
) eenzijdig onder- en bovengrens. Als bijvoorbeeld een 95% ondergrens voor de percentiel rang dan vereist een 90% tweezijdig interval wordt gegenereerd De gebruiker dan negeert eenvoudig de bovengrens van de tweezijdige interval en behandelt de ondergrens de gewenste een- zijdige 95% -grens.
Computerprogramma voor het verkrijgen van point and interval schattingen van percentiel rangen voor ruwe scores op de MDAS Ondernemingen de point and interval schattingen van percentiel rangen voor MDAS scores kan worden verkregen met behulp van de ingediende waarden die in het heden papier. Wij zijn echter van mening dat sommige zorgverleners vinden het misschien handiger als scripties normen waren ook beschikbaar via een computerprogramma.
Resultaten
Schaal psychometrie
De psychometrie voor de steekproef zijn in Tabel 1 met inbegrip van de middelen en standaarddeviaties voor elke vraag antwoord, interne consistentie coëfficiënt (Cronbach's alpha) met 95% betrouwbaarheidsintervallen, en de resultaten van bevestigende factoranalyse (CFA), die voor de eendimensionale oplossing werden geïnspecteerd. Indices van fit omvatten chi-kwadraat, CFI, TLI en RMSEA. Factor wegingen tussen de latente variabele en individuele items worden weergegeven met inbegrip van maximum-likelihood, en asymptotische verdeling gratis schattingen voor vergelijkingsdoeleinden. Merk op dat 3 fout covarianties werden gespecificeerd. De interne consistentie coëfficiënt van 0,917 wordt beschouwd als 'excellent' [38]. De monstergrootte van deze studie voldoende smalle betrouwbaarheidsintervallen tonen. De schaal kan worden beschouwd unidimensionale worden zoals getoond door de CFA en de indices van geschikte liggen ruim binnen gebruikelijke grenzen van aanvaardbaarheid [39]. Dit kwam tot uiting in de nabije identieke factor ladingen afkomstig van maximum likelihood of distributie gratis schattingsmethoden.
Variatie van tandheelkundige angst
De totale MDAS scores bleken aanzienlijk verschillen door de onafhankelijke factoren van geslacht, leeftijd, zelf-gerapporteerde regelmatigheid van tandheelkundige presentielijst en sociale status (tabel 2). Vrouwtjes vertoonden groter tandheelkundige angst dan mannen (F = 533,18, df = 1, 10084, p
= 0,0001), een dalende met de leeftijd categorie (overall F = 53,86, df = 6, 10079, p = 0,0001
, lineair effect: F = 293,35, p = 0,0001
, kwadratisch effect: F = 18.01, p
= 0,0001), te verhogen met minder regelmatig een bezoek aan (F = 244,26, df = 2, 10083, p
= 0,0001) en een zwakkere maar significant effect van sociale status (F = 15,64, df = 6, 10079, p
= 0,0001). Op uitzondering van de gemengde categorie: langdurig werklozen en categorieën, in het sociaal statuut indeling, het effect van sociale status op tandheelkundige angst was lineair (F = 25,12, p Restaurant & lt; 0,0001) en de mate van niet- lineariteit was borderline niet-significant (F = 2.40, p
= 0,065). Voorafgaand aan de uitsluiting van deze gemengde categorie de p
niveaus, voor de lineariteit testen, waren 0,15 en 0,001 respectively.Table 2 Frequentie afbraak en N grootte voor deelnemer steekproef waaronder MDAS middelen (SD), ≥ 19 procent score en de verhouding van de variantie verklaard door demografische en gedragsmatige variabelen (eta-kwadraat)
N
%
Mean
SD
% ≥19
eta2
Total
10086
88.7
10.65
5.55
12.1
Sex
Male
4736
47.0
9.33
4.87
6.9
0.050
Female
5350
53.0
11.82
5.84
16.7
Leeftijd (jaar)
16-24
879
8.70
11.76
5.58
15.7
0.031
25-34
1317
13.1
11.72
5.62
16.0
35-44
1793
17,8
11,30
5.70
14.5
45-54
1794
17,8
10.98
5,66
13,5
55-64
1796
17,8
10.52
5,66
12,0
65-74
1490
14,0
9.19
4,81
6.3
75 jaar en ouder
1097
10,9
8,97
4,86
6.1
Een bezoek aan de tandarts
Regular
6413
63.6
9.81
4.87
7.7
0.046
Occasional check-up
822
8.1
10.78
5,34
11,8
Wanneer pijn /of problemen
2851
28,3
12.50
6,48
22,1
Beroep: SES
Managerial en professioneel occupations
3956
39.2
10.35
5.16
9.9
0.004
Intermediate beroepen
816
8.1
10.94
5.61
12.5
kleine werkgevers & amp; eigen rekening werknemers
1119
11.1
10.43
5,48
11,0
lagere toezichts- en technische beroepen
1117
11.1
10.90
5,78
14.1
Semi-routine en routine beroepen
2503
24,8
11.06
5,94
14.8
Langdurig werklozen /nooit gewerkt
399
4,0
10.09
5,67
12,0
Niet geclassificeerd
176
1,7
11,33
5.98
17,6
verkrijgen point and interval schattingen van het percentiel rangen voor ruwe scores Ondernemingen de percentiel rangen voor MDAS ruwe scores kunnen worden verkregen met behulp van de tabellen 3, 4, 5, 6, 7, 8. Zoals geslacht en leeftijd zowel beïnvloed MDAS scores aanzienlijk werden de normatieve gegevens gestratificeerd door beide variabelen; drie leeftijdscategorieën banden zijn gemaakt (16-34, 35-54, 55+). De leeftijd bands werden gekozen omdat ze voldeden aan de 3 bands gemeld in het rapport ADHS. Naast het leveren van de puntschatting van de percentielrangen de tabellen ook 95% interval schattingen. Een uitgebreide leeftijd uitsplitsing (4 of meer banden) was niet zoals het percentiel betrouwbaarheidsintervallen geselecteerd zou te groot zijn voor praktische invulling worden. De totale gemiddelde niveaus van tandheelkundige angst bij de huidige enquête (10.65, SD 5,55) en de vorige enquête verslag van 2008 [25] (10.39, SD 5,46) was niet significant verschillend (p
= 0,16). Dit werd verder aangetoond wanneer deze middelen werden gecorrigeerd voor geslacht, leeftijd bands en sociale status classificatie (huidige studie: gemiddelde = 10,61, 95% CI 10.50, 10.73; 2008 rapport: gemiddelde = 10,50, 95% CI 10.11, 10.89; F = 0,31 , df (35, 10245), p = 0,58) .table 3 Percentile rangen (point and 95% interval schattingen) overeenkomt met MDAS ruwe scores voor vrouwen in de leeftijd 16-34
95% CI
Raw score
Percentiel rank
Lower
Upper
5
5
0.2
9.8
6
12
9.1
15.7
7
18
14.4
22.5
8
25
20.9
28.5
9
31
26.7
36.0
10
37
33.9
41.2
11
43
38.8
47.2
12
49
45.0
53.8
13
55
51.4
58.9
14
60
56.5
64.4
15
66
62.1
69.5
16
70
67.1
73.6
17
74
71.1
77.2
18
78
74.7
80.3
19
81
78.1
84.4
20
85
82.6
87.8
21
89
86.1
91.2
22
92
89.7
93.7
23
94
92.4
95.8
24
96
94.6
97.1
25
98
96.3
99.9
Table 4 Percentile rangen (point and 95% interval schattingen) overeenkomt met MDAS ruwe scores voor vrouwen 35-54
95% CI
Raw score
percentiel rank
Lower
Upper
5
6
0.3
12.8
6
16
12.6
19.7
7
23
18.9
28.0
8
32
27.2
36.0
9
39
34.8
42.7
10
46
41.4
49.7
11
52
48.2
55.3
12
57
53.6
60.2
13
61
58.4
64.5
14
66
62.6
68.5
15
69
66.7
72.1
16
73
70.3
75.9
17
76
74.1
78.8
18
80
77.1
82.0
19
83
80.5
85.2
20
86
83.9
88.5
21
89
87.3
91.0
22
91
89.8
92.9
23
93
91.8
94.6
24
95
93.5
96.0
25
98
95.4
99.9
Table 5 Percentile rangen (point and 95% interval schattingen) overeenkomt met MDAS ruwe scores voor vrouwen 55 plus
95% CI
Raw score
Percentiel rank
Lower
Upper
5
11
0.5
20.8
6
24
20.7
28.2
7
32
27.3
37.6
8
40
36.6
43.8
9
46
42.5
50.0
10
53
48.7
57.0
11
59
55.7
62.3
12
64
60.8
67.7
13
69
66.2
72.3
14
73
70.7
75.8
15
77
74.2
79.6
16
81
78.2
82.7
17
83
81.3
85.5
18
86
84.1
87.9
19
88
86.5
89.8
20
90
88.5
92.0
21
92
90.9
93.9
22
94
92.8
95.1
23
95
94.0
96.4
24
96
95.5
97.2
25
98
96.6
99.9
Table 6 Percentile rangen (point and 95% interval schattingen) overeenkomt met MDAS ruwe scores voor mannen 16-34
95% CI
Raw score
percentiel rank
Lower
Upper
5
9
0.4
19.0
6
23
18.3
28.2
7
32
26.5
38.3
8
42
36.4
47.1
9
49
44.7
54.3
10
56
51.6
60.7
11
62
57.9
66.5
12
68
63.7
71.7
13
73
69.1
77.2
14
78
74.7
81.5
15
82
78.8
84.7
16
85
82.2
87.9
17
88
85.4
89.9
18
90
87.4
91.6
19
92
89.3
93.5
20
94
91.6
95.3
21
95
93.7
96.9
22
97
95.4
97.8
23
98
96.4
98.6
24
98
97.4
99.1
25
99
98.2
100.0
Table 7 Percentile rangen (point and 95% interval schattingen) overeenkomt met MDAS ruwe scores voor mannen 35-54
95% CI
Raw score
percentiel rank
Lower
Upper
5
12
0.6
24.1
6
29
23.9
34.2
7
39
33.1
44.4
8
47
43.1
51.8
9
54
50.1
58.5
10
61
56.7
64.5
11
67
62.7
70.4
12
72
68.5
74.8
13
76
72.9
79.0
14
80
77.1
82.2
15
83
80.4
85.7
16
86
83.9
87.8
17
88
86.1
90.3
18
90
88.7
91.9
19
92
90.3
93.5
20
94
92.1
95.2
21
95
94.0
96.4
22
96
95.2
97.4
23
97
96.3
98.0
24
98
96.9
98.4
25
99
97.7
100.0
Table 8 Percentile rangen (point and 95% interval schattingen) overeenkomt met MDAS ruwe scores voor mannen 55 plus
95% CI
Raw score
Percentiel rank
Lower
Upper
5
18
0.9
36.2
6
42
36.6
48.1
7
53
47.2
58.4
8
61
57.3
65.4
9
68
64.1
72.2
10
75
71.0
78.3
11
80
76.9
82.5
12
84
81.1
86.3
13
87
84.9
88.8
14
89
87.3
90.6
15
91
89.2
92.6
16
93
91.3
94.0
17
94
92.7
95.2
18
95
94.1
96.3
19
96
95.1
96.9
20
97
95.8
97.6
21
98
96.6
98.2
22
98
97.4
98.6
23
98
97.8
98.9
24
99
98.1
99.2
25
99
98.6
100.0
Computerprogramma voor het maken van de MDAS
Zoals eerder opgemerkt, een gecompileerd (dwz ready-to-run) computerprogramma voor pc's, MDAS_PRs.exe, werd geschreven (met behulp van de Delphi programmeertaal) naar ruwe score van een patiënt op de MDAS uitdrukken als percentiel rang met bijbehorende interval schatting (het programma zal ook draaien op een Mac op voorwaarde dat passende PC emulatie-software is geïnstalleerd). Het programma is gratis en kan worden gedownload (hetzij als een niet-gecomprimeerd uitvoerbaar bestand of als een zip-bestand) van de website van de eerste auteur van de pagina's op http:... //Geneeskunde st-andrews ac uk /aanvullende /Humphris . /dentalAnxiety htm, of van http:..... //homepages abdn ac uk /j Crawford /pages /dept /MDAS_ PR htm (Na het downloaden van het programma is het Alle auteurs gelezen en goedgekeurd het definitieve manuscript.
