Résumé de l'arrière-plan
Une récente enquête sur la population britannique de santé bucco-dentaire comprenaient des questions pour évaluer l'anxiété dentaire pour fournir des estimations moyennes et la prévalence de cette construction psychologique important.
Méthodes
Un échantillon de cluster à deux étages a été utilisé pour l'enquête à travers l'Angleterre, Pays de Galles, et Irlande du Nord. Le sondage a eu lieu entre Octobre-Décembre 2009 et Janvier-Avril 2010. Tous les intervieweurs ont été formés sur les procédures d'enquête. Dans les 7,233 ménages échantillonnés, il y avait 13,509 adultes qui ont été invités à participer à l'enquête et 11.382 ont participé (84%).
Résultats
L'échelle était fiable et a montré des signes de unidimensionnalité. Proportion estimée des participants avec une grande anxiété dentaire (score de coupure = 19) était de 11,6%. Percentiles et intervalles de confiance ont été présentés et peuvent être estimés pour les patients individuels à travers diverses tranches d'âge et le sexe à l'aide d'un outil en ligne.
Conclusions
Le plus grand signalé fixés sur le MDAS à partir d'un échantillon représentatif du Royaume-Uni a été présenté des données. La psychométrie de l'échelle est favorable à l'évaluation systématique de l'anxiété dentaire du patient à comparer à un certain nombre de grands groupes démographiques classés selon l'âge et le sexe. Les pratiquants au sein du Royaume-Uni ont une ressource pour estimer la rareté du niveau d'anxiété dentaire d'un patient particulier, avec des intervalles de confiance, lorsque vous utilisez la calculatrice de percentile en ligne
Mots-clés
anxiété dentaire Enquête représentative calculatrice Psychometrics Percentiles on-line. Contexte
en 2009, la cinquième enquête nationale décennale de l'adulte santé dentaire au Royaume-Uni a été menée. La première enquête nationale du Royaume-Uni a eu lieu en 1968. Dans les enquêtes précédentes anxiété dentaire a été évaluée à l'aide simples questions d'article [1, 2], qui ne permettait pas une mesure fiable. RF et KH ont été impliqués dans le développement de la banque de questions pour l'enquête de 2009. L'anxiété dentaire échelle modifiée (MDAS) a été inclus comme il avait été démontré être un instrument fiable et valide dans [3] et entre les pays [4]. Ce document prend la possibilité de faire rapport sur cet aspect de l'Enquête sur la santé des adultes dentaire (ADHS), 2009 pour fournir des normes de population et percentiles pour une utilisation par les dentistes.
L'échelle d'anxiété dentaire modifiée est une brève, 5 pièce questionnaire avec un uniforme répondre régime pour chaque élément allant de «pas anxieux» à «extrêmement anxieux» [3]. Elle se résume ainsi à construire une échelle de Likert avec un score minimum de 5 et un maximum de 25. Il est l'anxiété dentaire questionnaire le plus fréquemment utilisé au Royaume-Uni [5] et ne pas augmenter les craintes des patients une fois rempli [6, 7]. Les données existantes suggèrent que l'achèvement du questionnaire peut réduire de manière significative l'état d'anxiété dans le cadre de la pratique [8, 9]. Il a des propriétés psychométriques défendables, est relativement rapide et simple à remplir et le score [4, 10]. Une valeur de coupure de 19 et ci-dessus a été déterminée empiriquement [3, 11] pour recommander aux professionnels des soins dentaires que possible une aide supplémentaire peut être nécessaire pour obtenir un diplôme de traitement. La mesure a été utilisée dans de nombreuses recherches [12-14] et [12, 15] études cliniques liées et ont contribué à notre connaissance de cette construction psychologique important. Il est l'un d'un certain nombre d'instruments qui ont été conçus pour aider à étudier les propriétés d'anxiété dentaire [16]. L'échelle est basée sur Dental échelle de l'original Corah d'anxiété (CDAS) [17] pour lesquels des tables de conversion ont été publiés pour comparer les valeurs entre les deux instruments [18]. Le MDAS a été traduit en plusieurs langues, dont beaucoup ont publié psychométrie (espagnol [19], la Turquie [20], le grec [21], chinois [22], Tamil [23] et l'arabe [24]).
données à partir d'échantillons du Royaume-Uni sont disponibles [10, 12, 14, 25] pour permettre aux cliniciens de comparer les scores de leurs patients. Cependant, ces échantillons peuvent ne pas avoir été représentatif. De cette position, les conseillers clés (RF et KH) sur les obstacles à la santé dentaire, formulé des recommandations à l'équipe d'organisation de l'Enquête sur la santé des adultes dentaire 2009 pour inclure le MDAS comme un outil d'évaluation de l'anxiété dentaire au Royaume-Uni [9]. Les nouvelles données rapporteraient un résultat important, à savoir: l'ensemble inégalé de normes britanniques et de fournir un comparateur précieux pour l'évaluation des patients. En outre, les chercheurs ou les cliniciens peuvent bénéficier de l'accès aux percentiles totalisées dans les principaux groupes démographiques pour améliorer cette comparaison. L'avantage de percentiles est qu'ils peuvent identifier la rareté du score d'un patient, et donc fournir des informations complémentaires à tout simplement être au-dessus ou au-dessous d'une coupure [26].
Un deuxième résultat de la composante normative de l'étude était de fournir des estimations de
intervalle des rangs centiles correspondant aux scores bruts sur le MDAS. Lorsque les professionnels de la santé se réfèrent le score d'un patient à percentile normes, leur intérêt est dans la position debout (rang centile) du score du patient dans la population normative
, plutôt que sa position dans le groupe de participants qui se trouvent pour compenser le normatif échantillon.
Bien que, dans le cas présent, l'échantillon de référence utilisé pour fournir la base de la conversion des scores bruts au percentile rangs était très grande, il est encore le cas que, comme avec toutes les données normatives, il y a une certaine incertitude quant ces quantités. Ainsi, le rang centile pour un score brut obtenu à partir d'un échantillon normatif doit être considéré comme une estimation ponctuelle du rang centile du score dans la population et doit être accompagnée d'une estimation d'intervalle [26]. . Les estimations d'intervalle servent l'objectif général utile de nous rappeler que toutes les données normatives sont faillibles et servent le but spécifique de quantifier cette faillibilité [27, 28]
Par conséquent, les objectifs de ce document était triple: d'abord pour évaluer les propriétés psychométriques des MDAS dans un grand échantillon représentatif. Deuxièmement, pour signaler un ensemble de normes (sous forme de rangs centiles) pour la population adulte du Royaume-Uni, fournissant ainsi aux cliniciens des valeurs de référence pour les scores de leurs patients. Troisièmement, pour compléter les estimations de la pointe des rangs centiles avec
estimations de l'intervalle
. L'échantillon et la procédure de méthodes
Un échantillon de cluster à deux étages a été utilisé pour l'enquête comprenant 253 échantillonnage primaire unités (PSU) à travers l'Angleterre et Pays de Galles, et 15 autres UAR en Irlande du Nord. Chaque PSU est composée de deux secteurs NPA avec 25 adresses échantillonnées de chacune, donnant un échantillon total de 13.400 adresses. Parmi ces 12.054 étaient admissibles pour l'inclusion (1346 inéligibles étaient ménages inoccupés, des commerces, des foyers de soins, etc.). Ces procédures étaient conformes aux collections ADHS précédentes en utilisant plusieurs étapes d'échantillonnage stratifié. secteurs CP ont été jumelés pour aider à réduire les effets de regroupement et d'accroître la diversité de la population dans chaque UPE. L'appariement des secteurs de codes postaux voisins a également contribué à réduire l'effet de la conception [13]. L'approche standard dans le Bureau des statistiques nationales est d'apparier UAR contigus en strates effondré, et de fonder la variance de l'estimateur sur les carrés des différences entre les UPE dans les strates, additionnées sur les strates. La politique de l'ONS est qu'il ne serait pas approprié de mélanger les UPE du secteur de code postal à partir d'échantillons multicellulaires avec ceux des échantillons à un seul étage des ménages, donc UAR dans le ADHS sont appariés [29]. Dans chacun des 10 Anglais stratégiques autorités sanitaires et au Pays de Galles, 1.150 adresses ont été échantillonnés et 750 adresses ont été échantillonnés en Irlande du Nord. Le sondage a eu lieu entre Octobre-Décembre 2009 et Janvier-Avril 2010. Tous les intervieweurs ont été formés sur les procédures d'enquête.
Sur les 12,054 ménages éligibles, 7.233 ont participé (taux de réponse des ménages de 60%), tandis que les 3,895 ménages restants ont refusé de participer ou étaient non-contactable (n = 455) ou un autre non-réponse (n = 471). Dans les ménages, il y avait 7,233 13,509 adultes qui ont été invités à participer à l'enquête - de ces 11.382 ont participé (84%). Toutes les personnes âgées de 16 ans yearsand plus ont été invités à participer. Donc, nous avons eu un taux de 60% (7233 HHS) et un taux de réponse individuelle (à l'intérieur des ménages) de 84% (11.382 individus) réponse des ménages.
Une approche de pondération en deux étapes a été adoptée en sorte que les adresses 1.150 étaient échantillonné dans chaque SHA anglais et au Pays de Galles, et un autre 750 en Irlande du Nord. Une conséquence de l'objectif d'atteindre des échantillons similaires de taille de l'échantillon au niveau SHA est que différentiel des taux d'échantillonnage ont été utilisées dans le SHAs, Pays de Galles et Irlande du Nord. Un poids d'enquête devait être utilisé pour compenser ces taux différentiels. En plus de cette pondération pour combler les lacunes du plan d'échantillonnage, la pondération a également été utilisé pour réduire le biais attribué à la non-réponse. Malheureusement, un minimum d'information est disponible sur les ménages non-répondants: l'information cependant géographique associée à ménages non répondants est disponible à partir du recensement de 2001. Ce recensement catégorise chaque UPE en fonction des caractéristiques clés, y compris le type typique de ménage, le statut socio-économique, typique ethnicité, etc. Par conséquent ménages non-réponse a été basée sur la zone d'un ménage était. Les détails sont contenus dans le rapport technique [13] questionnaire et mesures de.
Le ADHS comprenait un examen clinique et un questionnaire [13]. Le contenu inclus: principaux indicateurs de la santé bucco-dentaire et de la fonction, les maladies dentaires, des conditions d'urgence, tels que la douleur et la septicémie, des traitements complexes reçus, les facteurs de risque de santé bucco-dentaire et le comportement, les considérations de service et les résultats, y compris l'accès et les obstacles aux soins. L'étendue des domaines est trop grande (Fondation p21 Rapport) dans le champ de l'inclusion dans le présent document. Il est donc l'aspect plus tard, des barrières et en particulier, l'anxiété dentaire, que ce document se concentre. Régularité des présences a été établie à partir du questionnaire. Le libellé était: «En général, allez-vous chez le dentiste pour ... (1) vérifier régulièrement jusqu'à, (2) un occasionnel Vérifions, (3) ou lorsque vous avez des problèmes avec vos dents /dentiers seulement" <. br> pour évaluer l'anxiété dentaire, nous avons employé le MDAS, qui demande aux participants d'évaluer: comment anxieux on sent la veille d'un rendez-vous dentaire, puis quand dans la salle d'attente, en attendant la réception de forage, mise à l'échelle et une injection d'anesthésique local. Les réponses vont de «pas anxieux» (marqué 1) «extrêmement inquiet» (marqué 5). Les cinq éléments sont additionnés pour créer un score total, qui a une portée d'un minimum de 5 à un maximum de 25. scores totaux de 5 et 25 indiqueraient: aucune anxiété dentaire et l'anxiété dentaire extrême, respectivement. Fiabilité de la version en langue anglaise de l'enquête initiale [3] du MDAS est bonne (cohérence interne = 0,89; test-retest = 0,82). L'échelle peut être téléchargé:
http:... //Médecine st-andrews ac uk /supplémentaire /Humphris /dentalAnxiety htm.. Le libellé de l'article est reproduit dans le tableau 1 et la mise en page d'échelle peut être reproduite à partir du site web dédié download.Table 1 Détails psychométriques: un moyen d'élément (sd); saturations factorielles, maximum de vraisemblance (ML), la distribution asymptotique libre (ADF), la matrice de corrélation pearson et élément libellé
Articles
Mean
Sd
Factor chargements
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
.79
.79
Q4
1,69
1,09
.67
.67
Q5
2,55
1,43
.66
0,66
Articles
corrélations
Q1
Q2
Q3 Q4
Q5
Q1
1
.91
.74
0,64
.62
Q2
1
0,77
.65
.65
Q3
1
.62
.76
Q4
1
.55
Q5
1
Articles
Libellé
Q1
Si vous êtes allé chez le dentiste pour tRAITEMENT dE DEMAIN, comment vous sentiriez-vous?
Q2
Si vous étiez assis dans la salle d'attente (en attente de traitement), comment vous sentiriez-vous?
Q3
Si vous étiez sur le point d'avoir un dENT PERCE, comment vous sentiriez-vous?
Q4
Si vous étiez sur le d'avoir votre dENTS ECHELLE ET POLI, comment vous sentiriez-vous?
Q5
Si vous étiez sur le point d'avoir un INJECTION anesthésique local dans votre gomme ci-dessus une dent du haut du dos, comment vous vous sentez
alpha de Cronbach (IC à 95%): 0,917 (0,915, 0,919) de la proximité de l'ajustement 'analyse factorielle confirmatoire de prévisions pour l'échelle unidimensionnelle (estimation ADF):.
chi-carré = 19,28.
degrés de liberté = 2.
CFI = 0,998, (supérieur à 0,95) de. TLI = 0,990, (supérieur à 0,95).
RMSEA (IC à 95%) . = 0,028 (0,017, 0,041) (moins de 0,05)
procédure
les procédures de travail sur le terrain peuvent être résumées comme suit: le ménage a été contacté initialement par lettre à l'avance d'un appel de ménage. Le ménage a été informé qu'un intervieweur appeler pour discuter de l'entrevue dans une courte période (jours). Pour réduire au minimum le nombre de non-contacts (chefs de ménage pas joignables), tous les enquêteurs ont été chargés d'appeler à l'adresse des jours différents, et à différents moments de la journée (p17 Rapport de la Fondation) [13]. On a demandé aux participants à propos de la situation démographique, et d'autres problèmes dentaires liés, y compris les 5 questions de la MDAS par des enquêteurs formés dans le ménage.
questions éthiques
Une seule application a été soumise au système NHS éthique de la recherche (NRES) couvrant tous les aspects de l'enquête en Angleterre, au Pays de Galles et Irlande du Nord. L'approbation a été accordée en Juin 2009. Tous les participants ont donné leur consentement écrit.
Analyse statistique
données ont été analysées en utilisant SPSS ™ Version 19 et AMOS ™ Version 19 [30]. La cohérence interne et une analyse factorielle confirmatoire (CFA) a été réalisée pour évaluer, respectivement, la cohérence interne (de Cronbach alpha) et le niveau de l'ajustement (CFI, TLI & amp Chi-carré; RMSEA) à un modèle unidimensionnel de mise à l'échelle à une latente continue construction. CFA a été estimée à l'aide des méthodes libres maximum de vraisemblance, et de distribution pour la comparaison. Les cinq articles ont été décrites par une seule variable latente. Le premier élément a été sélectionné pour définir le coefficient de facteur à l'unité à des fins d'identification. Cette sélection est généralement considérée comme arbitraire. Fréquences, les moyens et les écarts-types ont été calculés sur les principaux facteurs démographiques et la visite auto-déclarée. Une comparaison a été faite entre l'ensemble de données d'origine rapporté en 2008 et les données actuelles en utilisant l'analyse de facteur fixe de la variance, avec et sans ajustement pour les principales variables démographiques, à savoir:. L'âge, le sexe et le statut socio-économique
Un ensemble de percentiles a été préparé selon le sexe et les principaux groupes d'âge. Un seuil de 19 et ci-dessus a été adopté [3, 11], comme le niveau pour lequel il est probable qu'un praticien serait envisager d'utiliser d'autres approches pour gérer le patient comme la relaxation, la désensibilisation systématique ou auxiliaire pharmacologique. analyse des facteurs fixes de la variance a été effectuée en utilisant les données continues à l'échelle pour inspecter la variation de l'anxiété dentaire dans les principaux facteurs démographiques, comportementaux et socio-économiques statut. Le niveau de signification a été fixé à des estimations ponctuelles de rangs centiles classiques 5%, à deux queues
.
La méthode standard d'obtenir les rangs centiles a été utilisé [31, 32]. Autrement dit, Rank
=
m
percentile de +
0,5
k
N
100
,
(1) où m
est le nombre de membres de l'échantillon de référence ayant obtenu un score inférieur au score d'intérêt, k est le
numéro obtenir le score d'intérêt, et N
est la taille normative de l'échantillon global.
estimations intervalle de rangs centiles
Comme indiqué, un autre but de la présente étude était d'accompagner les estimations de point de les rangs centiles correspondant au score brut avec des estimations de
intervalle de ces quantités. Un rang centile est tout simplement une proportion multipliée par 100 donc des procédés d'obtention d'une estimation par intervalle d'une proportion (telles que les méthodes classiques basées sur la distribution binomiale) peut être utilisée pour obtenir des estimations de l'intervalle d'un rang centile. Cependant, pour le problème actuel il y a une complication. Bien que les scores d'anxiété sont discrètes (à savoir, à valeur entière), la dimension sous-jacente qu'ils index sont généralement prises pour être, les quantités à valeurs réelles continues. Ainsi, un score brut de, disons, 7 est considéré comme une estimation ponctuelle d'un score à valeur réelle qui pourrait se trouver n'importe où dans l'intervalle de 6,5 à 7,4999 (plus un nombre infini de 9s supplémentaires après la 4 e décimale) . Autrement dit, en principe, nous pourrions distinguer les personnes ayant obtenu le même score brut étions-nous d'introduire des éléments de bris d'égalité. Cette hypothèse d'une partition sous-jacente continue est omniprésent dans la mesure psychologique et motive la définition standard d'un rang centile (formule 1)
données normatives pour les échelles telles que le MDAS contiendra toujours un nombre important de scores à égalité. qui est, un grand nombre de personnes dans l'échantillon de référence sera obtenir le même score brut de test. En effet, si un échantillon normatif est grand et les données sont biaisés (comme cela est généralement le cas pour les échelles d'anxiété que la majorité de la population en général ne sont pas cliniquement anxieux), alors il pourrait être littéralement des centaines de ces liens pour un score brut donné . Le problème actuel diffère donc de ceux traités par échantillonnage binomial standard dans lequel il ne peut y avoir aucune possibilité de multiples liens.
Crawford, Garthwaite et [31] ont récemment développé bayésiens et classiques méthodes Slick qui intègrent l'incertitude supplémentaire découlant liée scores. Crawford et al. [26] et Crawford et al. [33] ont utilisé ces méthodes pour fournir des estimations d'intervalle pour les échelles d'humeur d'auto-évaluation, tels que les HADS, DASS, et PANAS; les procédés ont également été utilisées pour fournir une estimation d'intervalle pour une variété de résultats de tests neuropsychologiques [34, 35]. Dans la présente étude, nous appliquons la méthode bayésienne aux scores MDAS
Pour illustrer la question des méthodes traitent:. Supposons que, dans un échantillon normatif de 100 personnes, 89 ont obtenu des scores inférieurs à un cas et 2 obtenu le même score que le cas . Ensuite, l'estimation ponctuelle du rang centile pour le score de l'affaire (en utilisant la formule 1) est de 90 et l'application de Crawford et al de. [36] méthode bayésienne, l'estimation par intervalle est de 82,15 à 95,27. Supposons, cependant, que 85 obtenu des scores plus faibles et 10 ont obtenu le même score. L'estimation ponctuelle du rang centile est le même que dans l'exemple précédent (90) mais l'estimation de l'intervalle est de 79,79 à 97,10; ce dernier intervalle est plus large en raison de l'incertitude accrue introduite par le plus grand nombre de liens (10 contre 2). Les détails techniques de ces méthodes ne sont pas définies ici: voir Crawford et al. [36] pour leur dérivation, et pour un traitement mathématique supplémentaire et de l'évaluation, voir Garthwaite et Crawford [37].
Un seul côté par rapport à des intervalles de deux côtés
Dans la pratique, il y aura des occasions où un seul côté l'intervalle peut être préféré à un intervalle de deux côtés. Par exemple, un clinicien peut être intéressé à savoir si le score d'un patient est moins extrême que ne l'indique l'estimation ponctuelle, mais pas particulièrement intéressé à savoir si le score est encore plus extrême, ou vice-versa. Les méthodes développées par Crawford et al. [31] sont facilement adaptés pour fournir une limite à sens unique. Cependant, sans connaissance préalable de la limite qui est d'intérêt (la situation ici, le but est de fournir des intervalles pour l'utilisation par d'autres), il est plus commode de générer 100 (1- [α
/2]) à deux faces intervalles qui fournissent ensuite 100 (1-α)
unilatérale limites inférieures et supérieures. Par exemple, si une limite de 95% de moins sur le rang centile est nécessaire, un intervalle de deux côtés de 90% est généré: L'utilisateur puis ignore simplement la limite supérieure de l'intervalle des deux côtés et traite la limite inférieure comme souhaitée de un 95% bilatéral limite.
programme informatique pour obtenir les estimations ponctuelles et intervalles de rangs centiles pour les scores bruts sur le MDAS
les estimations ponctuelles et intervalles de rangs centiles pour les scores MDAS peuvent être obtenues en utilisant les valeurs déposées fournies dans le présent papier. Cependant, nous considérons
que certains professionnels de la santé pourraient trouver plus pratique si les normes thèses étaient également disponibles via un programme informatique. Les psychométrie Échelle de résultats
Les psychométrie pour l'échantillon sont présentés au tableau 1, y compris les moyens et les écarts-types pour chaque réponse de la question, le coefficient de cohérence interne (alpha de Cronbach) avec des intervalles de confiance à 95%, et les résultats de l'analyse factorielle confirmatoire (CFA) qui ont été inspectés pour la solution unidimensionnelle. Indices d'ajustement comprennent chi-carré, CFI, TLI et RMSEA. pondérations des facteurs entre les éléments variables et individuels latents sont affichés maximum de vraisemblance, et devis gratuits de distribution asymptotique à des fins de comparaison. Notez que 3 covariances d'erreur ont été spécifiés. Le coefficient de cohérence interne de 0,917 est considéré comme «excellent» [38]. La taille de cette étude de l'échantillon est suffisante pour montrer des intervalles de confiance étroits. L'échelle peut être considérée comme unidimensionnelle comme indiqué par le CFA et les indices d'ajustement se trouvant dans des limites conventionnelles de l'acceptabilité [39]. Cela se reflète dans les charges de facteurs identiques près obtenus à partir du maximum de vraisemblance ou des méthodes d'estimation libres de distribution.
Variation de l'anxiété dentaire
Les scores totaux MDAS ont été trouvés pour faire varier de manière significative par les facteurs indépendants de sexe, d'âge, a rapporté l'auto- la régularité de la fréquentation dentaire et le statut social (tableau 2). Les femelles ont montré une plus grande anxiété dentaire que les hommes (F = 533.18, df = 1, 10084, p
= 0,0001), un niveau décroissant avec la catégorie d'âge (ensemble F = 53.86, df = 6, 10079, p = 0,0001
, effet linéaire: F = 293,35, p = 0,0001
, effet quadratique: F = 18,01, p = 0,0001
), augmentent avec moins régulière visite (F = 244.26, df = 2, 10083, p
= 0,0001) et un effet plus faible mais significative du statut social (F = 15,64, df = 6, 10079, p
= 0,0001). Sur l'exclusion de la catégorie mixte: chômeurs de longue durée et non classés, dans la classification de statut social, l'effet du statut social sur l'anxiété dentaire était linéaire (F = 25.12, p
& lt; 0,0001) et le degré de non linéarité était à la limite non significative (F = 2,40, p = 0,065
). Avant l'exclusion de cette catégorie mixte, les niveaux p
, pour l'essai de linéarité, étaient 0,15 et .001 respectively.Table 2 répartition de fréquence et N taille pour l'échantillon des participants, y compris des moyens MDAS (SD), pour cent ≥ 19 score et proportion de la variance expliquée par des variables démographiques et comportementales (eta-squared)
N
%
moyenne
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
âge (années)
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 ans et plus
1097
10.9
8,97
4,86
6.1
visite chez le dentiste
Regular
6413
63.6
9.81
4.87
7.7
0.046
Occasional vérifier
822
8.1
10,78
5,34
11.8
Lorsque dans la douleur /ou de la difficulté
2851
28,3
12,50
6,48
22,1
Profession: SES
Cadres et professions libérales occupations
3956
39.2
10.35
5.16
9.9
0.004
Intermediate professions
816
8.1
10,94
5,61
12,5
petits employeurs & amp; travailleurs
1119
11,1
10,43
5,48
11,0
compte propre les postes de supervision et de techniques inférieures
1117
11,1
10.90
5,78
14,1
< professions br> semi-routine et de routine
2503
24,8
11.06
5,94
14,8
chômeurs de longue durée /jamais travaillé
399
4.0
10,09
5,67
12,0
Non classé
176
1,7
11.33
5,98
17,6
points et estimations de l'intervalle des rangs centiles Obtention des scores bruts
les rangs centiles pour les scores bruts MDAS peuvent être obtenues en utilisant les tableaux 3, 4, 5, 6, 7, 8. Comme le sexe et l'âge à la fois influencé les scores MDAS sensiblement, les données normatives ont été stratifiées par ces deux variables; trois tranches d'âge ont été créés (16 à 34, 35-54, 55+). Les tranches d'âge ont été choisis car ils étaient conformes aux 3 bandes rapportées dans le rapport ADHS. En plus de fournir les estimations ponctuelles des rangs centiles, les tableaux fournissent également 95% des estimations d'intervalle. Une répartition par âge élargi (4 bandes ou plus) n'a pas été sélectionné en tant que les intervalles de confiance centile allait devenir trop grand pour l'interprétation pratique. Les niveaux moyens généraux de l'anxiété dentaire dans l'enquête actuelle (10,65, SD 5.55) et le précédent rapport de l'enquête 2008 [25] (10,39, SD 5.46) n'a pas été significativement différent (p = 0,16
). Cela a été démontré plus loin lorsque ces moyens ont été ajustés pour le sexe, tranches d'âge et la classification de statut social (étude actuelle: moyenne = 10,61, IC à 95% 10,50, 10,73; rapport 2008: moyenne = 10,50, IC à 95% 10.11, 10.89; F = 0,31 , df (35, 10245), p = 0,58) .Table 3 rangs centiles (estimations d'intervalle points et 95%) correspondant à MDAS scores bruts pour les femmes âgées de 16-34
IC à 95%
partition Raw
percentile 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 rangs centiles (point et 95% des estimations d'intervalle) correspondant à des scores bruts MDAS pour les femmes de 35 à 54
95% CI
Score Raw
centile 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 rangs centiles (estimations d'intervalle points et 95%) correspondant aux scores bruts MDAS pour les femmes 55 ans et plus
95% CI
Score Raw
centiles 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 rangs centiles (point et 95% des estimations d'intervalle) correspondant à MDAS scores bruts pour les hommes 16-34
95% CI
Score Raw
centile 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 rangs centiles (point et 95% des estimations d'intervalle) correspondant à MDAS scores bruts pour les hommes de 35 à 54
95% CI
Score Raw
centile 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 rangs centiles (estimations d'intervalle points et 95%) correspondant aux scores bruts MDAS pour les hommes 55 ans et plus
95% CI
Score Raw
centiles 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
Programme informatique pour en marquant le MDAS
Comme indiqué précédemment, une compilation (ie prêt-à-run) programme informatique pour PC, MDAS_PRs.exe, a été écrit (en utilisant le langage de programmation Delphi) pour exprimer score brut d'un patient sur le MDAS comme un rang centile avec accompagnement estimation d'intervalle (le programme sera également fonctionner sur un Mac à condition que le logiciel approprié d'émulation de PC est installé). Le programme est gratuit et peut être téléchargé (soit comme un exécutable non compressé ou un fichier zip) de pages Web du premier auteur à l'adresse http:... //Médecine st-andrews ac uk /supplémentaire /Humphris . /dentalAnxiety htm, ou à partir de http:..... //homepages ABDN ac uk /j crawford /pages /dept /MDAS_ PRs htm (Après avoir téléchargé le programme, il Tous les auteurs ont lu et approuvé le manuscrit final.
