Abstract
Objectivo
Esta análise longitudinal secundária descreve qualidade distinta das trajetórias de vida durante oito meses da radioterapia (RT) entre os pacientes com câncer de nasofaringe (NPC) e examina factores diferenciadores essas trajetórias .
Métodos
253 pacientes chineses com NPC programadas para RT foram avaliados no pré-tratamento e 4 meses e 8 meses mais tarde na QV (versão chinesa do FACT-G), o otimismo, dor, função comer, e satisfação do paciente. modelagem mistura crescimento latente identificada trajetórias diferentes dentro de cada um dos quatro domínios de qualidade de vida: físico, emocional, social /familiar, e bem-estar funcional. regressão logística optimismo, dor, função Multinomial comparação comer, e satisfação do paciente por trajetórias ajustado para as características demográficas e médicas.
Resultados
Foram identificados três trajetórias distintas para os domínios de qualidade de vida física e emocional, quatro trajectórias para social /familiar, e duas trajetórias para domínios funcionais. Dentro de cada domínio a maioria dos pacientes (física (77%), emocional (85%), social /familiar (55%) e funcional (63%)) apresentaram altos níveis relativamente estáveis de bem-estar durante o período de 8 meses. Diferentes padrões de trajetória físicas foram previstos pela dor e otimismo, enquanto que para a dor trajetórias Emoção-domínio, o otimismo, comer prazer, satisfação do paciente com informações e gênero foram preditivos. Idade, o apetite, o otimismo, estado civil e renda familiar previsto trajetórias social /familiar; renda familiar, comendo prazer, otimismo e satisfação do paciente com informações previu trajetórias funcionais.
Conclusão
A maioria dos pacientes com NPC apresentou alta QV estável durante a radioterapia. Otimismo previu boa QV. impactos dos sintomas variou de domínio QV. satisfação informação era de proteção do bem-estar emocional e funcional, o que reflecte a importância em ajudar os pacientes para estabelecer uma expectativa realista dos impactos de tratamento
Citation:. Lam WWT, Ye M, Fielding R (2012) Trajetórias de Qualidade de vida entre pacientes chineses diagnosticado com câncer Nasopharynegeal. PLoS ONE 7 (9): e44022. doi: 10.1371 /journal.pone.0044022
Autor: James Coyne, da Universidade da Pensilvânia, Estados Unidos da América
Recebido: 06 de fevereiro de 2012; Aceito: 31 de julho de 2012; Publicação: 18 de setembro de 2012
Direitos de autor: © Lam et al. Este é um artigo de acesso aberto distribuído sob os termos da Licença Creative Commons Attribution, que permite uso irrestrito, distribuição e reprodução em qualquer meio, desde que o autor original ea fonte sejam creditados
Financiamento:. Este projecto foi apoiada por doações do Governo Serviços de Saúde Comissão de Hong Kong Research (HSRC # 821005) e uma doação do Sr. CS Suen. Os financiadores não tiveram nenhum papel no desenho do estudo, coleta de dados e análise, decisão de publicar ou preparação do manuscrito
Conflito de interesses:. O autor correspondente Richard Fielding é um editor Acadêmico de PLOS One. Isto não altera a adesão dos autores para todas as políticas de PLoS One sobre os dados e materiais de compartilhamento.
Introdução
carcinoma da nasofaringe (NPC) é um câncer significativa predominando em determinadas populações e grupos étnicos originários do Sudeste da Ásia e sul da China, Polinésia, África do Sul, o Médio Oriente e Norte de África, e no Árctico [1] – [2]. A doença tem sido associada a infecções virais, a dieta, o fumo e os factores genéticos, mas continua a ser mal entendido [1]. Havia uma estimativa de 84.000 casos incidentes e 56.000 mortes atribuíveis ao NPC em 2008 [2]. Whist constituindo apenas 0,7% da carga de câncer mundo [2], nos países mais afectados NPC é uma doença significativa. No sudeste da Ásia constitui até o sexto tipo de câncer mais comum em países onde uma proporção elevada população é de origem chinesa Southern [2], tanto que muitas vezes é chamado coloquialmente como “o câncer chinesa”. Incidência é de aproximadamente três vezes maior entre homens do que mulheres [1] – [2]
Um diagnóstico de câncer traz implicações significativas, é altamente estressante e, muitas vezes gera uma série de sequelas físicas e psicossociais que afetam a qualidade dos pacientes. vida (QV). QV é um parâmetro importante no tratamento do cancro; ele é comumente usado para avaliar o tratamento de efeitos colaterais sobre o funcionamento físico, psicológico, e social [3] dos pacientes. radioterapia externa com ou sem quimioterapia é o principal tratamento para NPC. A dose de radiação que o habitual para o tumor primário é cerca de 70 Gy em 7 semanas, o que pode causar vários efeitos secundários pós-irradiação, incluindo perda auditiva, dano do SNC, disfunção da glândula salivar (xerostomia), alteração do paladar e deterioração dental produzindo dificuldades alimentares (disfagia) , sintomas nasossinusais crônicos, e rigidez de nuca [4] – [5]. Os impactos sobre a qualidade de vida dos pacientes de diagnóstico NPC e tratamentos têm sido extensivamente documentada em estudos transversais comparação com os controlos [6] – [9], e um menor número de estudos longitudinais [10] – [13]. carga sintoma [6] – [9], em particular disfagia [6] – [9], [14] correlaciona-se com a qualidade de vida, com otimismo mediação entre disfagia e qualidade de vida [12], enquanto satisfação com o atendimento está ligada a uma melhor qualidade de vida [15]. Anteriores estudos prospectivos sugerem que a qualidade de vida melhora progressivamente durante o primeiro ano após o diagnóstico de NPC [11], [13]. No entanto, porque a maioria dos estudos longitudinais atualmente usam dados do grupo de médios para examinar as mudanças mais variação tempo individual distintivo ou sub-grupo de padrões de mudança QV que pode sinalizar necessidade clínica favorável está escondido. Duas consequências de uma média de dados do grupo de adaptação são, em primeiro lugar que a literatura atual “-dados média” implica que pacientes com câncer são inicialmente muito afligido do diagnóstico e durante o tratamento, mas, gradualmente, esta angústia diminui. A segunda consequência é a suposição generalizada de que o sofrimento é uma resposta universal para um diagnóstico de câncer. Consequentemente apoiar serviços para todos os pacientes com câncer, incluindo o rastreio de perigo, estão sendo amplamente aplicada. No entanto, a evidência está acumulando que o sofrimento não é universal nem segue uma trajetória uniforme de alto a baixo ao longo do tempo [16], [17]. Custos que tornam a prestação de serviços de apoio para todos os pacientes com câncer uma proposição potencialmente caro. No entanto, se a maioria dos pacientes com câncer não são angustiados, ou apenas transitoriamente assim, então que recursos limitados há para apoiar pacientes seriam melhor orientadas para os mais necessitados.
Bonanno propôs quatro padrões distintos de ajustamento em resposta ao potencial de trauma: perturbação crónica de funcionamento normal, a recuperação com uma interrupção relativamente leve e de curta duração de funcionamento, atraso interrupção do funcionamento e resiliência, com pouca ou nenhuma interrupção de funcionamento [18]. Resiliência é considerada ser o resultado mais comum, em resposta a um trauma potencial. Esta concepção tem sido testado em pacientes em resposta ao diagnóstico do cancro [16], [17], [19] – [22]. Consistente com a postulação de Bonanno, pacientes com câncer demonstram padrões de ajuste ao longo do tempo que apresentam trajetórias distintas de mudança no ajuste após o diagnóstico de câncer [16], [17], [19] – [22], com a maioria dos pacientes com câncer relatam pouca perturbação funcional, menor números de ter ruptura inicial funcional que remete ou subsequentes perturbações transitórios, e uma minoria que experimentam interrupção crónica persistente de funcionamento normal. Por exemplo, entre as mulheres chinesas diagnosticadas com cancro da mama existe [16] trajetórias de socorro distintas, com cerca de 15% das mulheres que evidenciam a persistência de elevados níveis de angústia (Crónica), 12% tiveram trajetórias elevadas para menor socorro declínio (recuperado) e 7 % tiveram trajetórias de baixa high-low de socorro (Delayed-recuperado). No entanto, em contraste com a visão predominante de estudos dados médios de que a maioria das mulheres são significativamente angustiado durante o cancro da mama, a maioria dessas mulheres (66%) apresentaram níveis persistentemente baixas e estáveis de aflição durante todo o período pós-operatório [16]. Da mesma forma, quatro trajetórias distintas foram identificadas em uma amostra de mulheres americanas com câncer de mama, embora usando o SF-36 para medir a QV proporções escala de componentes físicos e mentais diferiram em comparação com aqueles relatados em mulheres chinesas [20]. No entanto, a maioria destas mulheres americanas, como os seus homólogos chineses estavam na maior trajetória funcionamento que apresentaram pouca alteração ao longo do tempo. padrões de trajetória distintas semelhantes foram relatados em pacientes com câncer com doença avançada [19] e aqueles que receberam a terapia de radiação [21]. No entanto, até à data a maioria dos estudos de trajetória se concentrar em mulheres com câncer de mama. Outros tipos de câncer raramente foram examinadas desta forma. Em NCP existente estudos longitudinais de qualidade de vida também têm utilizado uma média de dados de todos os pacientes, obscurecendo, assim, padrões individuais de mudança.
Para preencher esta lacuna, relatamos uma análise secundária de um conjunto de dados longitudinal existente para explorar trajectórias de ajustamento na QV mais três momentos antes, durante e após a conclusão de oito meses da radioterapia em pacientes com NPC. Também examinaram os fatores que podem diferenciar as trajetórias de qualidade de vida distintas. Com base em pesquisas anteriores [11], [12], [14] – [17], a hipótese a priori que três influências distintas pode diferenciar trajetórias distintas. Em primeiro lugar, o optimismo disposicional foi levantada a hipótese de melhorar a qualidade de vida, pois evidências consistentes mostrou otimismo é proteção contra a deterioração psicológica durante câncer, sugerindo otimistas calibrar mais precisamente lidar esforço para a demanda real, produzir melhor ajustamento [12], [16], [23] – [25 ]. Em segundo lugar, os sintomas físicos, especificamente disfagia e nível de dor foram a hipótese de afectar negativamente a qualidade de vida. Comer disfunção tem sido associada com a má qualidade de vida em pacientes com câncer de cabeça e pescoço e NPC [11], [14], [26], [27]. A dor é comumente relatada por pacientes com câncer e prejudica de forma independente a qualidade de vida [28]. Em terceiro lugar, temos a hipótese de que a satisfação do paciente com serviços clínicos diferencia trajetórias de qualidade de vida. Por exemplo, uma maior satisfação com o suporte emocional e informativo dos serviços de saúde tem sido mostrado para prever melhor QV entre pacientes com câncer [15]. Assim, a hipótese de que pacientes com pouca interrupção da QV teria alta probabilidade optimista, melhor satisfação com o suporte emocional e informativo de prestadores de cuidados de saúde, e dor e comer disfunção [16], [17], [20].
Métodos
Esta análise secundária foi realizada no conjunto de dados RADON. Os detalhes do recrutamento estudo RADON são relatados em outros lugares [10] – [12]. Resumidamente, os dados foram recolhidos numa amostra de pacientes recrutados NPC antes do início da terapia de radiação (RT) (linha de base) e novamente 4 (FU1) e 8 (FU2) meses mais tarde (Figura 1). O objetivo do estudo original foi examinar o impacto da RT na QV entre os pacientes com câncer. Assim, linha de base teve como objetivo avaliar pré RT-status QV, FU 1 foi escolhido para avaliar o impacto do tratamento ativo na QV e FU 2 foi escolhido para avaliar o status do paciente QV pós-RT.
A seguir Universidade de Hong Kong aprovação da comissão de ética, entrevistadores treinados recrutados pacientes de cinco hospitais regionais pública de ambulatório clínicas de oncologia de radiação diferentes em Hong Kong que lidam com mais de 90% de todos os casos de NPC em Hong Kong. A estratégia de amostragem mista sessões clínicas alvo em que todos os pacientes com diagnóstico primário de NPC que participavam de planejamento do tratamento RT foram consideradas elegíveis desde que podia compreender e completar as avaliações e deram consentimento por escrito plenamente informado envolvido.
As entrevistas foram realizadas em uma sala privada em clínicas e todas as avaliações foram administrados por via oral utilizando um protocolo padronizado envolvendo cartões de resposta e instrumentos validados. Acompanhamento entrevistas também foram realizadas face-a-face no retorno da visita à clínica, telefone pessoa entrevistando foi utilizado para avaliar pacientes para os quais entrevistas clínicas não poderia ser arranjado. categorias de resposta foram lidos em vez de serem apresentadas visualmente. Um sub-conjunto aleatório de entrevistas foram duplamente codificada por dois entrevistadores simultaneamente para avaliar a confiabilidade entre avaliadores e monitorar entre avaliadores deriva. Todos os coeficientes Kappa para estas entrevistas conjuntas permaneceu acima de 0,9, indicando uma excelente fiabilidade.
Medidas
i. Qualidade de vida (QV).
No momento da recolha de dados (1996-1997) não havia cabeça e pescoço subescala câncer especializado para qualquer instrumento de qualidade de vida e nenhuma versão chinesa de uma medida de qualidade de vida que tinha sido validado. Por isso, a comissão aprovou a Avaliação Funcional do Cancer Therapy – Geral (FACT-G) (versão 3) escala [29] e utilizando um procedimento de tradução etnográfica criado e validado uma versão chinesa, a FACT-G (Ch) em uma amostra de 1.267 Hong Kong pacientes com câncer chineses [10]. O FACT-G (Ch) tem boa consistência interna (α de Cronbach 0,85). A validade convergente da FACT-G (Ch) com uma medida QV genérico (WHOQOL-BREF9 (HK)) foi de 0,72 (
p Art 0,001), e validade divergente apoiado por correlações abaixo de 0,15 com não- medidas de qualidade de vida. A estrutura fatorial original válido na população do estudo embora variância fator responsável foi menor do que no instrumento original [10]. O FACT-G final (Ch) não usar a subescala médico do instrumento original, devido à baixa confiabilidade, e tem quatro sub-escalas, medindo física (PHY) (por exemplo, “Eu tenho uma falta de energia”, “eu tenho náuseas.” ), social /familiar (SOC /Fam) (por exemplo, eu me sinto distante de meus amigos “, eu recebo apoio emocional de minha família”), emocional (EMT) (por exemplo, “sinto-me triste”, “estou orgulhoso de como eu m lidar com minha doença “), e bem-estar funcional (FNT) (ie” Eu sou capaz de trabalhar “,” Eu sou capaz de aproveitar a vida “). As respostas são pontuadas 0-4 com maior pontuação igualando com uma melhor qualidade de vida. A consistência interna das subescalas situaram entre 0,53 e 0,75 [11]. A validade convergente das subescalas com a versão abreviada da medida Organização Mundial da Saúde QV variou 0,33-0,65. Assim, as subescalas do FACT-G (Ch) demonstrou validade convergente aceitável e confiabilidade. escores totais de QV são calculados pela soma destes sub-escalas. Usamos as quatro sub-escalas para avaliar padrões de trajetória.
ii. Otimismo.
O otimismo foi avaliada utilizando um único item visual analógica medida (VA), com 11 pontos (0-10) 10 cm linha, identificado como “0” e “10” em extremidades opostas [10 ], [28]. Os participantes foram convidados a avaliar a afirmação “A minha atitude em relação à vida em geral é …” que foi dirigido “completamente pessimista” “0” e “completamente otimista” “10”. A adopção de uma medida de item único de otimismo não é incomum. Estudos anteriores demonstraram uma medida de item único de otimismo foi positiva, moderadamente correlacionados com vários itens medida de otimismo [30], [31]. Além disso, o item que mede o otimismo mostrou correlação inversa moderada com a depressão item de medição, apoiando ainda mais a validade desta medida-traço item único [12].
iii. Disfagia.
Três dimensões de disfagia foram avaliadas incluindo comer habilidade ( “Minha capacidade de comer é …”), comer apetite ( “My comer apetite é …”), e comer gozo ( “Gosto de comer …”) [14]. Cada uma dessas dimensões foi avaliado usando uma escala de 11 pontos de item único VA, com o fim de “0” indicado “muito ruim” /”não desfrutar em todos” e no final “10” indicado “muito boa” /”desfrutar muito”. Dentro da coorte RADON, os pacientes com NPC relataram significativamente maior disfagia do que os doentes com cancro da mama, apoiando a validade discriminante destas medidas [14].
iv. Pain.
Usando um único item de pacientes escala VA foram convidados a avaliar sua dor atual ( “Seu nível de dor agora”) em uma escala de 11 pontos, com “0” indicando “Nenhuma dor em tudo” eo “10” indicando “a dor tão grave como a proibir todas as atividades; a pior dor que você pode imaginar “[28]. Física angústia sintoma é um preditor significativo da qualidade de vida e da dor é um dos sintomas físicos mais comuns no câncer [32]. A dor é, por conseguinte, espera-se estar associada com a qualidade de vida. A medida de item único da dor correlacionada negativamente com a qualidade de vida em pacientes com câncer de pulmão (coeficiente de correlação de Pearson [r] = -0,52), sugerindo a validade da construção aceitável [28].
v. A satisfação do paciente.
A versão validada chinesa revisada de Informação Médica Escala de Satisfação satisfação [33] (C-MISS-R) do paciente com a sua consulta médica [34]. A sub-escala de cinco itens mede os elementos cognitivos (compreensão, expectativas e conhecimento) de consultas [33]. Cada item é pontuado em uma escala de Likert de cinco pontos de “concordo fortemente” a “discordo totalmente”. Pontuações mais elevadas indicam uma maior satisfação.
A satisfação do paciente chinês Questionnaire (ChPSQ-9) é um instrumento indígena para avaliar satisfação do paciente com serviços clínicos Hong Kong ambulatoriais [35]. O 9-ponto ChPSQ-9 avalia a satisfação com as interações de cuidados e de apoio em uma escala de Likert de 5 pontos (1 = muito insatisfeito, 2 = insatisfeito, 3 = OK, 4 = satisfeito, 5 = muito satisfeito). escores mais altos refletem maior satisfação. O ChPSQ-9 tem boa consistência interna (α de Cronbach 0,93). A validade convergente do ChPSQ-9 foi indicada por sua correlação positiva com o Chinese Medical Information satisfação Revised-Scale (r = 0,27, p 0,01). [35]
vi. Mood.
Uma vez que os pacientes com efeito negativo são mais propensos a relatar pior qualidade de vida [36], que, por conseguinte, ajustado para o efeito de efeito negativo sobre a qualidade de vida, incluindo-a como uma variável de confusão na análise multivariada. Para este respondentes foi marcado “humor” e foi avaliada utilizando um único item VA medida com um 11-ponto (0-10) 10 cm linha, rotulado como “0” e “10” na extremidade oposta. Os participantes foram convidados a declaração da taxa “Meu humor é …”, que foi dirigido “muito ruim” “0” e “muito bom” “10” [11]. A validade convergente da medida item único de humor foi demonstrado por sua previsão significativa da qualidade de vida em uma amostra com tipos mistos de câncer (p 0,0001). [14]
vii. variáveis demográficas e clínicas.
Doentes dados sócio-demográficos foram coletados em entrevista basal, ao passo que os dados clínicos foram extraídos de pacientes ‘registro médico usando um formulário padronizado por um pesquisador médico qualificado na sequência de um protocolo padronizado. estágio da doença foi classificada usando a classificação de preparo de Ho para NPC [37], [38].
Todas as medidas foram reunidos em medidas iniciais com exceção de comer função e dor, que foram mensurados ao FU1 e QV, que foi avaliado no início do estudo, FU1 e FU2. Uma vez que tanto disfagia e dor são efeitos colaterais comuns do tratamento do câncer, incluindo RT [5], [14], as medidas de disfagia e dor foram avaliados no FU1 quando os pacientes estavam recebendo tratamento ativo.
A análise dos dados
análises descritivas padrão avaliadas características da amostra. Para examinar os padrões de física, social /familiar, emocional e funcional bem-estar ao longo dos oito meses de seguimento, foi utilizada uma estrutura latente modelo de mistura de crescimento (LGMM) [39], derivado usando Mplus versão 6.11. Com testes LGMM dados longitudinais se a população em estudo compreende duas ou mais classes distintas de indivíduos com diferentes perfis de crescimento (ou seja trajetórias), com membros da classe determinada por estes parâmetros de crescimento diferentes. Depois de determinar o número ideal de classes de componentes, análise de co-variáveis pode diferenciar determinantes ou correlatos de associação de classe. Mplus emprega um procedimento de estimação robusto-informação completa de probabilidade máxima (FIML) para a manipulação de dados em falta. FIML assume que os dados em falta não estão relacionados com a variável desfecho (faltando aleatoriamente) [40], [41].
Nossas análises seguiu três etapas [42]. Primeiro, identificamos um modelo uni-classe única de crescimento sem co-variáveis (os preditores estudados). Em segundo lugar, usamos índices de ajuste para identificar o número ideal de trajetórias distintas, sem co-variáveis. Para otimizar o número de trajetórias, o Bayesiana (BIC), do tamanho da amostra ajustada Bayesiana (SSBIC) e critérios de informação Aikaike (AIC), valores de entropia, o teste Lo-Mendell-Rubin verossimilhança (LRT) eo teste da razão de verossimilhança de bootstrap (BLRT) índices de ajuste foram usados [42]. Estes critérios são recomendados para determinar o número de trajectórias [42]. Além disso, examinamos modelos em que os parâmetros de crescimento e covariância associada foram constrangidos a ser equivalente em todas as classes e modelos em que estas restrições foram relaxadas. Nós procuramos um modelo com valores mais baixos para os índices de critérios de informação, valores de entropia mais elevados, e p values≤0.05 tanto para o LRT eo BLRT. Em terceiro lugar, nós estendemos o LGMM para incluir co-variáveis de membros da classe a fim de verificar a especificação do modelo correto [42]. Porque a inclusão de muitos co-variáveis prejudica a convergência do modelo, que incluiu apenas os preditores de estudo (dor, comendo capacidade, comer prazer, comer apetite, optimismo, ChPSQ-R e C-MISS-R). Em seguida, utilizou-se a regressão logística multinomial para examinar o que, se qualquer um dos preditores propostos e variáveis de confusão (incluindo, e fatores de humor médicos demográficos) trajetórias diferenciadas [16], [17]. Para avaliar a presença de multicolinearidade, correlação bivariada análises foram realizadas entre os preditores propostos [43], com correlações ≥ 0,9 sugerindo collinearity substancial. Análises univariadas foram inicialmente utilizados para avaliar a relação entre cada uma das variáveis de confusão e padrões de trajetória; apenas aqueles significativo associado com padrões de trajetória foram incluídos nas análises de regressão logística multinomial. Por fim, os modelos de regressão logística multinomial finais retidos apenas os preditores significativos de estudo e as potenciais variáveis de confusão.
Resultados
características Assunto
Em cada sessão clínica a cada segundo paciente no quadro amostra foi alvo de recrutamento, mas se a escassez de mão de obra não permitia isso, um protocolo de 1 em cada 5 ou 1 em 10 de recrutamento foi adotado como necessário. De 748 novos pacientes NPC que frequentam os cinco hospitais durante o período de coleta de dados, uma seleção aleatória 2-em-3 produziu 514 (69%) pacientes que formaram o quadro de amostragem. Destes, 253 (49%) foram recrutados para o estudo utilizando 1-in-2 amostragem sistemática. No FU1, 201 respondentes foram entrevistados e na FU2 187, com uma taxa de resposta global de 79% e 74%, respectivamente (Figura 1). Os participantes e os desistentes diferiram significativamente pelo estágio do câncer (χ
2 = 10,532, p = 0,004), com desistências compreendendo mais pacientes com doença avançada (28,1% vs. 8,7%) [15]. A média de tempo entre a linha de base e FU1 foi de 3,8 meses (S.D. 20,2 dias) e entre FU1 e FU2 foi de 3,9 meses (DP 20,9 dias). As entrevistas por telefone foram usadas por 27% do FU1 e 53% dos FU2. Verifica entre telefone e dados de entrevistas face-a-face não revelou diferenças significativas nas características sociodemográficas e clínicas da amostra. Tabela 1 resumidos características da amostra de linha de base.
análises bivariada de variáveis de estudo
A Tabela 2 mostra análises de correlação entre as variáveis do estudo. A maioria dos preditores de estudo ou potenciais fatores de confusão (idade e humor) eram ou não correlacionados ou correlacionada fraca, com excepção das medidas de disfagia que foram correlacionadas moderadamente. Assim, não linearidade significativa foi encontrada entre os preditores de estudo, bem como os potenciais fatores de confusão.
Física (PHY) funcionamento trajetórias
i. modelo incondicional.
Análises preliminares mostraram que os melhores modelos incondicionais de montagem foram aqueles em que variância para interceptar e inclinação foi constrangido em todas as classes. Para Phy, o AIC, BIC e SSBIC diminuiu substancialmente, mostrando progressivamente melhor ajuste em modelos de até três classes (Tabela 3). LRT indicou uma diferença estatisticamente insignificante entre os modelos de três classes e de quatro classes, ainda sugerindo que o modelo de quatro classe não conseguiu melhorar o ajuste [42].
ii. modelo condicional.
Usando uma solução de três classes, incluímos os preditores de estudo, conforme especificado acima para especificar um modelo condicional. Usando a relação log-verossimilhança do qui-quadrado (χ
2) para avaliar a adequação do modelo, o modelo condicional com os preditores de estudo melhorou significativamente modelo de ajuste (χ
2 (16) = 315,32, p 0,001). estimativas dos parâmetros de crescimento para o modelo final condicional (Tabela 4) e trajetórias associadas para o funcionamento físico (Figura 2) a maioria dos pacientes atribuídos (77,1%) para uma trajetória “de alta estável” caracterizado por dezenas Phy em grande parte imutáveis, altos desde o início até FU2. O segundo maior grupo (13,4%), dos pacientes apresentaram trajetórias “high-se deteriorando”, com altas pontuações Phy iniciais que diminuído de forma constante ao longo FU1 e FU2. O terceiro grupo de pacientes (9,5%), seguido uma trajetória “Recovery”, tendo as pontuações mais baixas Phy no início do estudo, que posteriormente melhorado ao longo FU1 e FU2.
iii. Diferenciando trajetórias função física.
trajetórias Phy não estavam relacionados com a idade, estado civil, ocupação, educação, renda familiar, estágio da doença, recidiva após linha de base e humor. Sexo foi significativamente correlacionada com trajetórias Phy (χ
2 = 7,48, p = 0,024). Consequentemente, a regressão logística múltipla em comparação preditores de estudo de trajectórias Phy, ajustados para o género. Apenas otimismo e dor foram retidos (χ2 (4) = 29,55, p 0,001). Com trajetória de alta estável como uma referência, o otimismo, a dor, e de género diferenciados trajetórias Phy, respondendo por 12% da variação no status de classe (Cox e Snell R
2). Em comparação com os pacientes de alto-estável de trajetória, os pacientes trajetória de recuperação relataram significativamente maior dor (odds ratio (OR) 1,53, 95% de intervalo de confiança (IC 95%) 1,25-1,86) e menos optimismo (OR 0,78, 95% CI 0,63-0,97 ), enquanto os pacientes de alta deterioração trajetória teve maior dor (OR 1,32, 95% CI 1,11-1,56) (Tabela 5).
emocional EMT) funcionamento (trajetórias
i. modelo incondicional.
Os melhores modelos incondicionais de montagem foram aqueles em que variância para interceptar e inclinação foi constrangido em todas as classes. estatísticas Fit sugeriu o modelo mais apropriado para Emt era um modelo 3-classe (Tabela 3).
ii. . Modelo condicional
Usando o rácio de log-verossimilhança χ
2, o modelo condicional com os preditores de estudo melhorou significativamente modelo de ajuste (χ
2 (28) = 796,52, p 0,001). estimativas dos parâmetros de crescimento para o modelo final condicional (Tabela 4) e trajetórias Emt associados (Figura 3) classificados a maioria dos pacientes (85%) em uma trajetória de alta estável apresentando contagens elevadas de EMT em todos os pontos de avaliação. Os demais pacientes foram distribuídos uniformemente entre os de alta deterioração (7,9%) ou (7,1%) grupos de recuperação caracterizadas por trajetórias semelhantes descritos acima para o funcionamento físico.
iii. Diferenciar trajetórias funcionamento emocional.
trajetórias Emt não estavam relacionados com a idade, estado civil, ocupação, educação, renda familiar, estágio da doença, recidiva após linha de base e humor. Sexo foi significativamente correlacionada com trajetórias Emt (χ
2 = 7,99, p = 0,018). Consequentemente, vários regressão em relação preditores de estudo de logística por trajetórias emocionais, ajustada por sexo. Otimismo, dor, comer prazer, satisfação informação médica, e sexo foram retidos (χ2 (10) = 49,647, p 0,001), sendo responsável por 21% da variação no status de classe (Cox e Snell R
2). Em comparação com pacientes de alto-estável de trajetória, aqueles nos grupos de alta deterioração e Recuperação de trajetória eram menos propensos a ser do sexo masculino (OR 0,22, 95% 0,08-0,63; OR 0,19, 95% CI 0,04-0,82, respectivamente). pacientes trajetória de alta deterioração também relataram pobres gozo Alimentação (OR 0,78, IC 95% 0,64-0,94) e menos satisfação com a informação médica (OR 0,88, IC 95% 0,78-0,99), enquanto os pacientes trajetória de recuperação tinha mais alto de dor (OR 1,55, IC 95% 1,17-2,05) e menos optimismo (OR 0,62, 95% CI 0,44-0,86) (Tabela 5).
social /Familiar (SOC /Fam) funcionamento trajetórias
i. modelo incondicional.
Os melhores modelos incondicionais de montagem foram aqueles em que variância para interceptar e inclinação foi constrangido em todas as classes. estatísticas Fit sugeriu o modelo mais apropriado para o funcionamento social /familiar foi um modelo de 4-classe (Tabela 3).
ii. . Modelo condicional
Usando o rácio de log-verossimilhança χ
2, o modelo condicional com os preditores de estudo melhorou significativamente modelo de ajuste (χ
2 (20) = 413,01, p 0,001). estimativas dos parâmetros de crescimento para o modelo final condicional (Tabela 4) e Soc associado /trajetórias Fam (Figura 4) identificou 54,5% dos pacientes como a manifestação de um SoC de alta estável /Fam trajetória pontuação ao longo do tempo. Um quinto (20,6%) dos pacientes demonstraram trajetórias nas pontuações Soc /Fam sendo alta na linha de base de alta deterioração, mas diminuir subsequentemente. “Low-estáveis” (14,6%) (pontuações Soc /Fam desde o início até FU2), e “Recovery” (10,3%) (a melhorar gradualmente pontuações Soc /Fam desde o início até FU2) trajetórias classificou os pacientes restantes.
iii. . Diferenciando Social /Familiar trajetórias funcionando
trajetórias Soc /Fam não estavam relacionados à ocupação, sexo, estágio da doença, recidiva após linha de base e humor, mas correlacionada com a idade (F = 7,913, p 0,001), marcial status (χ
2 = 31,69, p 0,001), educação (χ
2 = 9,28, p = 0,026) e renda familiar (χ
2 = 41,31, p 0,001). Consequentemente, vários de regressão logística em comparação preditores de estudo de trajectórias Soc /FAM, ajustados para idade, estado civil, educação e renda familiar. Otimismo, comer apetite, idade, renda familiar e estado civil foram retidos (χ2 (18) = 74,59, p 0,001), sendo responsável por 31% da variação no status de classe (Cox e Snell R
2) .. comparado ao de alta estável pacientes trajetória, High-se deteriorando, Recuperação e Low-estável pacientes trajetória eram mais propensos a ser solteiro /divorciado /viúvo (OR CI 3,50, 95% 1,18-10,37; OU CI 7,19, 95% 1,79-28,97 ; OR 9,94, IC 95% 2,59-38,30, respectivamente). pacientes de recuperação de trajetória também eram mais velhos (OR 1,08, 95% CI 1,03-1,13). pacientes trajetória de baixa estáveis teve má alimentação apetite (OR 0,80, 95% CI 0,64-0,99) e inferior a renda familiar (OR 9,88, 95% CI 2,21-44,1).