Extracto
Objetivo
Este análisis longitudinal secundaria describe distinta calidad de las trayectorias de vida durante ocho meses de la radioterapia (RT) entre los pacientes con cáncer nasofaríngeo (NPC) y examina los factores que diferencian estas trayectorias .
Métodos
253 pacientes chinos con NPC programados para RT fueron evaluados antes del tratamiento, y 4 meses y 8 meses más tarde en la calidad de vida (versión china de la FACT-G), el optimismo, dolor, la función de alimentación, y la satisfacción del paciente. mezcla de modelado de crecimiento latente identificado diferentes trayectorias dentro de cada uno de los cuatro dominios de calidad de vida: físico, emocional, social /familiar, y el bienestar funcional. Multinomial de regresión logística en comparación optimismo, el dolor, la función de comer, y la satisfacción del paciente mediante trayectorias ajustar por las características demográficas y médicas.
Resultados
Se identificaron tres trayectorias distintas para los dominios de calidad de vida física y emocional, cuatro trayectorias para el desarrollo social /familiar, y dos trayectorias para los dominios funcionales. Dentro de cada dominio de la mayoría de los pacientes (física (77%), emocional (85%), social /familiar (55%) y funcional (63%)) experimentaron altos niveles relativamente estables de bienestar a lo largo del período de 8 meses. Los diferentes patrones de trayectoria físicas fueron predichas por el dolor y el optimismo, mientras que para el dolor trayectorias Emoción-dominio, el optimismo, comer disfrute, la satisfacción del paciente con la información, y el género fueron predictivos. La edad, el apetito, el optimismo, el estado civil, ingresos de los hogares y las trayectorias predichas social /familiar; los ingresos del hogar, comiendo goce, el optimismo y la satisfacción del paciente con la información predijo trayectorias funcionales.
Conclusión
La mayoría de los pacientes con NPC mostraron una alta calidad de vida estable durante la radioterapia. El optimismo predice buena calidad de vida. impactos de los síntomas varió según dominio de la calidad de vida. satisfacción de la información era protectora en el bienestar emocional y funcional, lo que refleja la importancia de ayudar a los pacientes para establecer una expectativa realista de los efectos de tratamiento
Visto: Lam. WWT, YE M, R Fielding (2012) Trayectorias de Calidad de la vida entre los pacientes chinos con diagnóstico de cáncer Nasopharynegeal. PLoS ONE 7 (9): e44022. doi: 10.1371 /journal.pone.0044022
Editor: James Coyne, de la Universidad de Pennsylvania, Estados Unidos de América
Recibido: 6 Febrero, 2012; Aceptado: 31 de julio de 2012; De publicación: septiembre 18 de, 2012
Copyright: © Lam et al. Este es un artículo de acceso abierto distribuido bajo los términos de la licencia Creative Commons Attribution License, que permite el uso ilimitado, distribución y reproducción en cualquier medio, siempre que el autor original y la fuente se acreditan
Financiación:. Este proyecto fue apoyado por becas de la Servicios de Salud de Hong Kong Comité de Investigación de Gobierno (HSRC#821005) y una donación del Sr. CS Suen. Los donantes no tenía papel en el diseño del estudio, la recogida y análisis de datos, decisión a publicar, o la preparación del manuscrito
Conflicto de intereses:. El autor correspondiente Richard Fielding es un editor académico de PLoS ONE. Esto no altera la adhesión de los autores a todas las políticas de PLoS ONE sobre los datos y compartir materiales.
Introducción
El carcinoma nasofaríngeo (NPC) es un cáncer significativa que predomina en ciertas poblaciones y grupos étnicos originarios desde el sudeste de Asia y el sur de china, Polinesia, el sur de África, Oriente Medio y el Norte de África, y el Ártico [1] - [2]. La enfermedad se ha relacionado con viral, la dieta, el tabaquismo y los factores genéticos, pero sigue siendo poco conocida [1]. Hubo un estimado de 84.000 casos nuevos y 56.000 muertes atribuibles a la APN en 2008 [2]. Whist constituyen tan sólo el 0,7% de la carga del cáncer mundo [2], en los países más afectados NPC es una enfermedad significativa. En el sudeste asiático constituye hasta el sexto cáncer más común en los países en los que una proporción elevada de la población es de ascendencia del sur de China [2], tanto es así que se denomina coloquialmente a menudo como "el cáncer de China". La incidencia es aproximadamente tres veces mayor entre los hombres que en las mujeres [1] - [2]
Un diagnóstico de cáncer conlleva implicaciones importantes, es muy estresante, y con frecuencia genera una serie de secuelas físicas y psicosociales que afectan a la calidad de los pacientes. vida (CdV). La calidad de vida es un parámetro importante en el tratamiento del cáncer; es comúnmente utilizado para evaluar efectos secundarios del tratamiento sobre el funcionamiento físico, psicológico y social de los pacientes [3]. La radioterapia externa con o sin quimioterapia es el tratamiento principal para la APN. La dosis de radiación habitual para el tumor primario es de alrededor de 70 Gy en 7 semanas, que puede causar varios efectos secundarios después de la irradiación, incluyendo la pérdida de audición, daño del SNC, la disfunción de la glándula salival (xerostomía), alteración del gusto y el deterioro dental produciendo comer dificultades (disfagia) , síntomas nasosinusales crónicos y rigidez en el cuello [4] - [5]. Los impactos sobre la calidad de vida de los pacientes de diagnóstico de la APN y los tratamientos han sido ampliamente documentado en estudios transversales en comparación con los controles [6] - [9] y un número pequeño de estudios longitudinales [10] - [13]. carga de los síntomas [6] - [9], en especial la disfagia [6] - [9], [14] se correlaciona con la calidad de vida, con optimismo la mediación entre la disfagia y la calidad de vida [12], mientras que la satisfacción con la atención está vinculado a una mejor calidad de vida [15]. estudios prospectivos previos sugieren que la calidad de vida mejora progresivamente durante el primer año tras el diagnóstico de NPC [11], [13]. Sin embargo, porque la mayoría de los estudios longitudinales actualmente utilizan los datos del grupo promediados para examinar los cambios en el tiempo individual variación distintivo o subgrupo en los patrones de cambio de la calidad de vida que podrían indicar susceptibles necesidad clínica está oculto. Dos consecuencias de un promedio de los datos del grupo de adaptación son, en primer lugar que la corriente de la literatura "-datos promediados" implica que los pacientes con cáncer son inicialmente muy apenada en el diagnóstico y durante el tratamiento pero poco a poco esta angustia disminuye. La segunda consecuencia es la creencia generalizada de que la angustia es una respuesta universal a un diagnóstico de cáncer. En consecuencia los servicios de apoyo para todos los pacientes de cáncer, incluyendo la detección de socorro, están siendo ampliamente implementado. Sin embargo, se están acumulando pruebas de que la angustia no es universal ni sigue una trayectoria uniforme de mayor a menor en el tiempo [16], [17]. Los costos hacen que la prestación de servicios de apoyo para todos los pacientes con cáncer una proposición potencialmente costosa. Sin embargo, si la mayoría de los pacientes con cáncer son no angustiados, o sólo transitoriamente así, entonces, ¿qué recursos limitados que existen para apoyar a los pacientes estarían mejor dirigidos a los más necesitados.
Bonanno ha propuesto cuatro patrones distintos de ajuste en respuesta a la posibilidad de traumatismo: alteración crónica del funcionamiento normal, la recuperación de una interrupción relativamente leves y de corta duración de funcionamiento, en diferido interrupción del funcionamiento, y la resistencia con poca o ninguna interrupción de funcionamiento [18]. La resiliencia se considera que es el resultado más común en respuesta a un trauma potencial. Esta concepción se ha probado en pacientes en respuesta a la diagnosis del cáncer [16], [17], [19] - [22]. En consonancia con la postulación de Bonanno, los pacientes de cáncer mostraron patrones de ajuste en el tiempo que cuentan con distintas trayectorias de cambio en el ajuste después del diagnóstico del cáncer [16], [17], [19] - [22], con la mayoría de los pacientes con cáncer de informes poca interrupción funcional, más pequeña los números que tiene la interrupción inicial funcional que remite o perturbaciones transitorias posteriores, y una minoría que experimentan alteración crónica persistente de funcionamiento normal. Por ejemplo, entre las mujeres chinas con diagnóstico de cáncer de mama existen [16] trayectorias de socorro distintas, con alrededor del 15% de las mujeres que evidencian la persistencia de altos niveles de angustia (crónica), el 12% tenían trayectorias de alto-bajo la disminución de socorro (recuperado) y 7 % tenían trayectorias bajo-alto-bajo de socorro (-recuperado retardado). Sin embargo, en contraste con la opinión predominante de los estudios de datos promediados que la mayoría de las mujeres son significativamente en dificultades durante el cáncer de mama, la mayoría de estas mujeres (66%) mostraron niveles persistentemente bajos y estables de angustia durante todo el período post-quirúrgica [16]. Del mismo modo, cuatro trayectorias distintas fueron identificados en una muestra de mujeres estadounidenses con cáncer de mama, aunque utilizando el SF-36 para medir la calidad de vida proporciones escala de componentes mentales y físicas diferían en comparación con los reportados en mujeres chinas [20]. No obstante, la mayoría de estas mujeres estadounidenses, al igual que sus homólogos chinos estaban en la más alta trayectoria funcionamiento que mostró pocos cambios con el tiempo. distintos patrones de trayectoria similares han sido reportados en pacientes con cáncer con enfermedad avanzada [19] y los que recibieron terapia de radiación [21]. Sin embargo, hasta la fecha estudios más trayectoria centran en las mujeres con cáncer de mama. Otros tipos de cáncer rara vez se han examinado esta manera. En PNC estudios longitudinales de la calidad de vida existentes también han utilizado un promedio de los datos de todos los pacientes, oscureciendo así a las corrientes individuales de cambio.
Para hacer frente a esta brecha se presenta un análisis secundario de un conjunto de datos longitudinal existente para explorar las trayectorias de ajuste de la calidad de vida durante tres puntos de tiempo antes, durante y al término de ocho meses de la radioterapia en pacientes con NPC. También se examinaron los factores que podrían diferenciar las trayectorias de calidad de vida distintos. Sobre la base de investigaciones anteriores [11], [12], [14] - [17], la hipótesis a priori de que tres distintas influencias pueden diferenciar distintas trayectorias. En primer lugar, el optimismo disposicional se planteó la hipótesis de mejorar la calidad de vida debido a evidencia consistente mostró optimismo tiene un efecto protector contra el deterioro psicológico durante el cáncer, lo que sugiere optimistas calibrar con mayor precisión posible a la demanda real de afrontamiento, produciendo un mejor ajuste [12] [16], [23], - [25 ]. En segundo lugar, los síntomas físicos, específicamente disfagia y el nivel de dolor se plantearon la hipótesis de afectar negativamente a la calidad de vida. Comer disfunción se ha asociado con una mala calidad de vida en los pacientes con cáncer de cabeza y cuello y NPC [11], [14], [26], [27]. El dolor es comúnmente reportado por los pacientes con cáncer y deteriora de forma independiente la calidad de vida [28]. En tercer lugar, la hipótesis de que la satisfacción del paciente con los servicios clínicos que diferencia a las trayectorias de calidad de vida. Por ejemplo, una mayor satisfacción con el apoyo emocional y de información de los proveedores de cuidado de la salud se ha demostrado para predecir mejor la calidad de vida en pacientes con cáncer [15]. Por lo tanto, la hipótesis de que los pacientes con una mínima interrupción de la calidad de vida tendrían alta perspectiva optimista, una mayor satisfacción con el apoyo emocional y de información de los proveedores del cuidado de la salud, y bajo el dolor y la disfunción de comer [16], [17], [20].
Métodos
Este análisis secundario se realizó en el conjunto de datos de radón. Los detalles del estudio de reclutamiento radón se presentan en otras partes [10] - [12]. Brevemente, se recogieron datos en una muestra de pacientes NPC contratados antes del inicio de la radioterapia (RT) (línea de base) y de nuevo 4 (FU1) y 8 (FU2) meses más tarde (Figura 1). El objetivo del estudio original fue examinar el impacto de la RT sobre CdV de los pacientes con cáncer. Por lo tanto, la línea de base tuvo como objetivo evaluar pre-RT estado de la calidad de vida, FU 1 fue elegido para evaluar el impacto del tratamiento en la calidad de vida activa, y FU 2 fue elegida para evaluar el estado de la calidad de vida del paciente post-RT.
Siguiendo Universidad de Hong Kong la aprobación del comité de ética, los entrevistadores entrenados reclutó a pacientes de cinco diferentes hospitales públicos regionales clínicas ambulatorias de oncología de radiación a través de Hong Kong que manejan más del 90% de todos los casos de la APN en Hong Kong. Una estrategia de muestreo mixto involucrado sesiones clínicas dirigidas en el que todos los pacientes con un diagnóstico primario de la APN, que asistían a la planificación de tratamientos RT se consideraron elegibles siempre y cuando pudieran comprender y completar las evaluaciones y dieron su consentimiento informado por escrito completamente.
las entrevistas se llevaron a cabo en una habitación privada en las clínicas y todas las evaluaciones se administraron por vía oral utilizando un protocolo estandarizado que emplean tarjetas de respuesta y los instrumentos validados. Las entrevistas de seguimiento también se realizaron cara a cara en las visitas a la clínica, teléfono demás entrevistas se utilizó para evaluar a los pacientes para quienes entrevistas clínicas no podían ser arreglado. Las categorías de respuesta se leyeron en lugar de ser presentado visualmente. Un subconjunto de entrevistas al azar fueron doblemente codificada por dos entrevistadores al mismo tiempo para evaluar la confiabilidad entre calificadores y monitorear la deriva entre los calificadores. Todos los coeficientes Kappa para estas entrevistas conjuntas mantuvieron por encima de 0,9, lo que indica una excelente fiabilidad.
Medidas
i. La calidad de vida (CdV).
En el momento de la recogida de datos (1996-1997) no había cabeza y el cuello subescala oncológico especializado para cualquier instrumento de la calidad de vida y ninguna versión china de una medida de la calidad de vida que habían sido validado. Por lo tanto, hemos adoptado la evaluación funcional de la terapia contra el cáncer - general (FACT-G) (versión 3) escala [29] y el uso de un procedimiento de traducción etnográfica creado y validado una versión china, el hecho-G (Ch) en una muestra de 1.267 Hong Kong pacientes con cáncer chinos [10]. El G-HECHO (Ch) tiene una buena consistencia interna (α de Cronbach 0,85). La validez convergente de la FACT-G (Ch) con una medida de la calidad de vida genérica (WHOQOL-BREF9 (HK)) fue de 0,72 (
p Hotel & lt; 0,001), y la validez divergente con el apoyo de las correlaciones por debajo de 0,15, con la no medidas de calidad de vida. La estructura factorial original válido en la población de estudio, aunque el factor responsable varianza fue menor que en el instrumento original [10]. El hecho de G-final (Ch) no utilizar la subescala médico del instrumento original debido a la baja fiabilidad, y tiene cuatro subescalas, la medición física (PHY) (por ejemplo, "tengo una falta de energía", "tengo náuseas." ), social /familiar (Soc /Fam) (por ejemplo, me siento distante de mis amigos ", me sale el apoyo emocional de mi familia"), emocional (EMT) (por ejemplo, "me siento triste", "estoy orgulloso de la forma I ' m hacer frente a mi enfermedad "), y el bienestar funcional (FNT) (es decir," soy capaz de trabajar "," yo soy capaz de disfrutar de la vida "). Las respuestas se obtuvieron las puntuaciones más altas 0-4 equiparar con una mejor calidad de vida. La consistencia interna de las subescalas se situaron entre 0,53 0,75 [11]. La validez convergente de las subescalas con la versión abreviada de medida de la calidad de vida Organización Mundial de la Salud variaban de 0,33 a la 0,65. Por lo tanto, las subescalas de la FACT-G (Ch) demostraron la validez convergente aceptable y fiabilidad. Las puntuaciones totales de calidad de vida se calculan sumando estas subescalas. Se han utilizado estos cuatro subescalas para evaluar patrones de trayectoria.
II. Optimismo.
El optimismo se evaluó utilizando un solo tema medida analógica visual (VA), con una línea cm (0-10) 10 de 11 puntos, con la etiqueta "0" y "10" en los extremos opuestos [10 ], [28]. Se pidió a los participantes que calificaran la declaración "Mi actitud hacia la vida en general es ..." que fue encabezada "completamente pesimista" "0" y "totalmente optimista" "10". La adopción de una medida de un solo punto de optimismo no es infrecuente. Estudios previos demostraron una medida de un solo punto de optimismo era positiva, moderadamente correlacionado con varios elementos medida de optimismo [30], [31]. Por otra parte, el elemento que mide el optimismo mostró correlación inversa con la depresión moderada medición artículo, más el apoyo a la validez de este ítem solo rasgo medida [12].
III. La disfagia.
Se evaluaron tres dimensiones de la disfagia incluyendo comer capacidad ( "Mi capacidad de comer es ..."), comer apetito ( "Mi apetito es comer ..."), y comer el disfrute ( "me gusta comer ...") [14]. Cada una de estas dimensiones se evaluó mediante una escala de 11 puntos de un solo punto VA, con el fin "0" indica "muy malo" /"no gozan en absoluto" y el fin "10" indica "muy buena" /"disfrutar mucho". Dentro de la cohorte de radón, los pacientes con NPC informaron significativamente mayor disfagia que los pacientes con cáncer de mama, apoyando la validez discriminante de estas medidas [14].
iv. Dolor
El uso de un solo elemento pacientes se les pidió escala VA para evaluar su dolor actual ( "Su nivel de dolor en este momento") en una escala de 11 puntos, con "0" que indica "No hay dolor en absoluto". y el "10" que indica "el dolor tan grave como para prohibir toda actividad; el peor dolor que se pueda imaginar "[28]. síntomas de angustia física es un predictor significativo de la calidad de vida y el dolor es uno de los síntomas física más común en el cáncer [32]. por lo tanto, se espera que el dolor asociado con la calidad de vida. La medida de un solo punto del dolor correlación negativa con la calidad de vida en pacientes con cáncer de pulmón (coeficiente de correlación de Pearson [r] = -0.52), lo que sugiere constructo aceptable validez [28].
v. La satisfacción del paciente.
La versión validada china revisada de Información Médica Satisfacción escala de satisfacción [33] (C-MISS-R) del paciente con su consulta médica [34]. La subescala de cinco ítems mide los elementos cognitivos (comprensión, las expectativas y el conocimiento de las consultas) [33]. Cada ítem se puntúa en una escala Likert de cinco puntos desde "muy de acuerdo" o "totalmente en desacuerdo". Las puntuaciones más altas indican una mayor satisfacción.
El Cuestionario de Satisfacción del Paciente chino (ChPSQ-9) es un instrumento para la evaluación de los indígenas satisfacción del paciente con los servicios clínicos ambulatorios Hong Kong [35]. El tema 9-ChPSQ-9 evalúa la satisfacción con las interacciones de cuidado y de apoyo en una escala Likert de 5 puntos (1 = muy insatisfecho, insatisfecho 2 =, 3 = OK, 4 = satisfecho, 5 = muy satisfecho). Las puntuaciones más altas reflejan una mayor satisfacción. El ChPSQ-9 tiene una buena consistencia interna (α de Cronbach 0,93). La validez convergente de la ChPSQ-9 se indica mediante su correlación positiva con la información médica de satisfacción Scale-Revised Chino (r = 0,27, p & lt; 0,01). [35]
vi.
Estado de ánimo.
Dado que los pacientes con afectos negativos son más propensos a reportar una peor calidad de vida [36], por lo tanto, ajustado por el efecto de efecto negativo en la calidad de vida mediante su inclusión como una variable de confusión en el análisis multivariante. Para los encuestados esto se denomina "estado de ánimo" y se evaluó mediante un solo elemento medida VA con una línea cm (0-10) 10 de 11 puntos, con la etiqueta "0" y "10" en el extremo opuesto. Los participantes se les pidió que tipo de declaración "Mi estado de ánimo es ...", que fue encabezada "muy malo" "0" y "muy buena" "10" [11]. La validez convergente de la medida de un único elemento del estado de ánimo fue demostrado por su predicción significativa de la calidad de vida en una muestra con tipos mixtos de cáncer (P & lt; 0,0001). [14]
VII. Las variables demográficas y clínicas.
Pacientes datos sociodemográficos se recogieron en entrevista de referencia, mientras que los datos clínicos se obtuvieron de los pacientes expediente médico mediante un formulario estandarizado por un investigador médico cualificado siguiendo un protocolo estandarizado. estadio de la enfermedad se clasificó utilizando clasificación por estadios de Ho como NPC [37], [38].
Todas las medidas se reunieron en la línea de base con excepción de las medidas de función y el dolor de comer, que han sido valorados a FU1, y la calidad de vida, que se evaluó al inicio del estudio, FU1, y FU2. Dado que tanto la disfagia y el dolor son los efectos secundarios comunes del tratamiento del cáncer, incluyendo RT [5], [14], se evaluaron las medidas de disfagia y dolor en FU1 cuando los pacientes estaban recibiendo tratamiento activo.
Análisis de los datos
Los análisis descriptivos estándar evaluaron características de la muestra. Para examinar los patrones de bienestar físico, social /familiar, emocional, y el bienestar funcional durante los ocho meses de seguimiento, se utilizó un marco latente modelo de mezcla de crecimiento (LGMM) [39], el uso de derivados Mplus versión 6.11. Con las pruebas LGMM datos longitudinales si la población objeto de estudio se compone de dos o más clases discretas de las personas con diferentes perfiles de crecimiento (es decir, trayectorias), con pertenencia a una clase determinada por estos diferentes parámetros de crecimiento. Después de determinar el número óptimo de clases de componentes, el examen de las covariables puede diferenciar determinantes o correlaciones de la pertenencia a una clase. Mplus emplea un procedimiento de estimación robusta información completa de máxima probabilidad (FIML) para el manejo de datos. FIML supone que los datos que faltan no están relacionados con la variable de resultado (perdidos al azar) [40], [41].
Nuestros análisis siguieron tres pasos [42]. En primer lugar, hemos identificado un modelo univariante de clase única crecimiento sin covariables (los predictores estudiados). En segundo lugar, se utilizó índices de ajuste para identificar el número óptimo de trayectorias distintas sin covariables. Para optimizar el número de trayectorias, el bayesiano (BIC), la muestra de tamaño ajustado bayesiano (SSBIC), y los criterios de información Aikaike (AIC), valores de la entropía, la prueba Lo-Mendell-Rubin verosimilitud (LRT) y la prueba de razón de verosimilitud de arranque se utilizaron (BLRT) índices de ajuste [42]. Se recomiendan estos criterios para determinar el número de trayectorias [42]. Por otra parte, hemos examinado modelos en los que los parámetros de crecimiento y covarianza asociada se veían obligados a ser equivalentes en todas las clases, y los modelos en los que se relajaron estas limitaciones. Se buscó un modelo con valores más bajos de los índices de los criterios de información, los valores más altos de entropía, y p values≤0.05 tanto para el metro ligero y el BLRT. En tercer lugar, hemos ampliado la LGMM para incluir covariables de pertenencia a una clase con el fin de verificar el modelo especificación correcta [42]. Debido a la inclusión de demasiados covariables afecta la convergencia del modelo, sólo se incluyeron los predictores de estudio (el dolor, comer capacidad, comiendo goce, comiendo apetito, optimismo, ChPSQ-R y C-MISS-R). A continuación, se utilizó regresión logística multinomial para examinar la cual, si alguno de los predictores propuestos y las variables de confusión (incluyendo, y los factores demográficos del estado de ánimo, médicos) trayectorias diferenciadas [16], [17]. Para evaluar la presencia de multicolinealidad, la correlación de dos variables se realizaron análisis de los predictores propuestos [43], con correlaciones ≥ 0,9 sugieren colinealidad sustancial. El análisis univariado fueron utilizados inicialmente para evaluar la relación entre cada una de las variables de confusión y patrones de trayectoria; sólo aquellos significativo asociado con patrones de trayectoria se incluyeron en los análisis de regresión logística multinomial. Por último, los modelos de regresión logística multinomial finales retuvieron sólo los predictores significativos de estudio y las posibles variables de confusión.
Resultados
Características de los sujetos
En cada sesión clínica de cada paciente en el segundo marco de la muestra fue objeto de contratación, sino que si falta de personal no permiten esto, un protocolo de 1 de cada 5 o 1 de cada 10 se adoptó el reclutamiento según sea necesario. De 748 nuevos pacientes NPC que asisten a los cinco hospitales durante el periodo de recogida de datos, una selección aleatoria 2-en-3 produjo 514 (69%) de los pacientes que formaron el marco de la muestra. De estos, 253 (49%) fueron reclutados en el estudio mediante muestreo sistemático 1-en-2. En FU1, 201 encuestados fueron entrevistados y en FU2 187, con una tasa de respuesta global del 79% y 74%, respectivamente (Figura 1). Los participantes y los abandonos diferencias significativas según el estadio del cáncer (χ
2 = 10,532, p = .004), con abandonos que comprende a más pacientes con enfermedad avanzada (28,1% frente a 8,7%) [15]. La media de tiempo entre el inicio y FU1 fue de 3,8 meses (S.D. 20,2 días) y entre FU1 y FU2 fue de 3,9 meses (S. D. 20,9 días). Las entrevistas telefónicas se utilizaron para el 27% de FU1 y el 53% de FU2. Los cheques entre teléfono y datos de entrevistas cara a cara no reveló diferencias significativas en las características sociodemográficas y clínicas de la muestra. La Tabla 1 resume las características de la muestra de referencia.
análisis bivariante de las variables del estudio
La Tabla 2 muestra los análisis de correlación entre las variables de estudio. La mayoría de los predictores de estudio y los posibles factores de confusión (edad y del estado de ánimo) eran o no correlacionados o una correlación débil, con la excepción de las medidas de la disfagia y se correlacionaron moderadamente. Por lo tanto, hay colinealidad sustancial se encontró entre los predictores de estudio, así como los posibles factores de confusión.
física (PHY) funcionamiento trayectorias
i. modelo incondicional.
Los análisis preliminares mostraron que los mejores modelos incondicionales de ajuste eran aquellos en los que la varianza de origen y la pendiente se vio limitada en todas las clases. Para Phy, la AIC, BIC, y SSBIC disminuido sustancialmente, mostrando progresivamente mejor ajuste en modelos de hasta tres clases (Tabla 3). LRT indicó una diferencia estadísticamente significativa entre los modelos de tres y cuatro de clase de la clase, lo que sugiere, además, que el modelo de cuatro clases no logró mejorar el ajuste [42].
II. modelo condicional.
El uso de una solución de tres clases, que incluye los predictores de estudio como se especifica a continuación para especificar un modelo condicional. El uso de probabilidad log-ratio de Chi-cuadrado (χ
2) para evaluar el ajuste del modelo, el modelo condicional con los predictores de estudio mejoró significativamente el ajuste del modelo (χ
2 (16) = 315.32, p & lt; 0,001). estimaciones de los parámetros de crecimiento para el modelo final condicional (Tabla 4) y las trayectorias asociadas para funcionamiento físico (Figura 2) la mayoría de los pacientes asignados (77,1%) a una trayectoria "de alta estable" caracterizado por puntuaciones Phy en gran medida invariables, altas desde el inicio hasta FU2. El segundo grupo más numeroso (13,4%), de los pacientes mostraron trayectorias "-deterioro de alta", con altas puntuaciones iniciales Phy que disminuyeron de forma constante durante FU1 y FU2. El tercer grupo de pacientes (9,5%) siguió una trayectoria "Recuperación", que tiene las puntuaciones más bajas Phy al inicio del estudio, que posteriormente mejorado durante FU1 y FU2.
III. La diferenciación de las trayectorias de la función física.
trayectorias Phy no estaban relacionadas con la edad, estado civil, ocupación, educación, ingresos del hogar, estadio de la enfermedad, la recurrencia después de la línea de base y estado de ánimo. Género se correlacionó significativamente con trayectorias Phy (χ
2 = 7,48, p = 0,024). En consecuencia, la regresión logística múltiple en comparación predictores de estudio de las trayectorias Phy, ajustado por género. Sólo el optimismo y el dolor fueron retenidas (χ2 (4) = 29.55, p & lt; 0,001). Con trayectoria estable de alta como referencia, el optimismo, el dolor y las trayectorias Phy diferenciadas por género, que representa el 12% de la variación en el estado de la clase (Cox y Snell R
2). En comparación con los pacientes de alto estable de trayectoria, la trayectoria de recuperación de los pacientes informó de dolor significativamente mayor (odds ratio (OR) 1,53, 95% intervalo de confianza (IC del 95%) 1,25 a 1,86) y menos optimismo (OR 0,78; IC del 95%: 0,63-0,97 ), mientras que los pacientes se deteriora trayectoria alta tuvieron un mayor dolor (OR 1.32, IC 95%: 1,11 a 1,56) (Tabla 5).
emocional EMT) funcionamiento (trayectorias
i. modelo incondicional.
Los mejores modelos de ajuste incondicionales eran aquellos en los que la varianza de origen y la pendiente se vio limitada en todas las clases. encajar las estadísticas sugieren que el mejor modelo ajustado para la EMT fue un modelo 3-clase (Tabla 3).
II. .
Modelo condicional
Uso de probabilidad log-ratio χ
2, el modelo condicional con los predictores de estudio mejoró significativamente el ajuste del modelo (χ
2 (28) = 796,52, p & lt; 0,001). estimaciones de los parámetros de crecimiento para el modelo final condicional (Tabla 4) y trayectorias Emt asociados (Figura 3) clasifican la mayoría de los pacientes (85%) en una trayectoria de alta estabilidad que ofrecen altas puntuaciones de EMT en todos los puntos de evaluación. El resto de pacientes fueron distribuidos de manera uniforme entre el deterioro de alta (7,9%) o (7,1%) los grupos de recuperación que se caracterizan por trayectorias comparables descritos anteriormente para el funcionamiento físico.
III. La diferenciación de trayectorias funcionamiento emocional
.
trayectorias Emt no estaban relacionadas con la edad, estado civil, ocupación, educación, ingresos del hogar, estadio de la enfermedad, la recurrencia después de la línea de base y estado de ánimo. Género se correlacionó significativamente con trayectorias Emt (χ
2 = 7,99, p = 0,018). En consecuencia, en comparación múltiple de regresión logística predictores de estudio de las trayectorias emocionales, ajustadas por género. El optimismo, dolor, comer disfrute, la satisfacción de la información médica, y el género fueron retenidas (χ2 (10) = 49,647, p & lt; 0,001), lo que representa el 21% de la variación en la pertenencia de clase (Cox y Snell R
2). En comparación con los pacientes de alto estable de trayectoria, los que están en los grupos de alto deterioro y recuperación de trayectoria eran menos propensos a ser de sexo masculino (OR 0.22, 95% 0,08 a 0,63; OR 0,19; IC del 95%: 0,04-0,82, respectivamente). pacientes de alto deterioro de trayectoria también informó pobres disfrute Comer (OR 0,78; IC del 95%: 0,64 hasta 0,94) y menor satisfacción con la información médica (OR 0,88; IC del 95%: 0,78 hasta 0,99), mientras que los pacientes tenían dolor de trayectoria de recuperación más alta (OR 1.55, IC del 95% 1.17 a 2.5) y menos optimismo (OR 0,62; IC del 95%: 0,44 hasta 0,86) (Tabla 5).
Social /Familiar (Soc /Fam) funcionamiento trayectorias
i. modelo incondicional.
Los mejores modelos de ajuste incondicionales eran aquellos en los que la varianza de origen y la pendiente se vio limitada en todas las clases. encajar las estadísticas sugieren que el mejor modelo ajustado para el funcionamiento social /familiar era un modelo de clase 4 (Tabla 3).
II. .
Modelo condicional
Uso de probabilidad log-ratio χ
2, el modelo condicional con los predictores de estudio mejoró significativamente el ajuste del modelo (χ
2 (20) = 413,01, p & lt; 0,001). estimaciones de los parámetros de crecimiento para el modelo final condicional (Tabla 4) y Soc asociado /trayectorias Fam (Figura 4) identificaron el 54,5% de los pacientes que acrediten una trayectoria puntuación Soc de alta estable /Fam lo largo del tiempo. Una quinta parte (20,6%) de los pacientes demostró trayectorias en las puntuaciones Soc /Fam siendo alta en la línea de base de alto deterioro, pero en declive a partir de entonces. "Low-estables" (14,6%) (SOC /Fam anota desde el inicio hasta FU2), y "recuperación" (10,3%) (mejorando gradualmente Soc /Fam anota desde el inicio hasta FU2) trayectorias clasifican los pacientes restantes.
III. . La diferenciación social /Funcionamiento familiar trayectorias
trayectorias Soc /Fam no estaban relacionadas con la ocupación, sexo, estadio de la enfermedad, la recurrencia después del inicio del estudio y el estado de ánimo, pero correlacionadas con la edad (F = 7,913, p & lt; 0,001), marcial estado (χ
2 = 31.69, p & lt; 0,001), la educación (χ
2 = 9,28, p = 0,026), y los ingresos del hogar (χ
2 = 41.31, p & lt; 0,001). En consecuencia, varios de regresión logística en comparación estudio predictores de trayectorias Soc /Fam, ajustada por edad, estado civil, la educación y los ingresos del hogar. El optimismo, comer apetito, edad, ingresos del hogar y estado civil fueron retenidos (χ2 (18) = 74.59, p & lt; 0,001), que representa el 31% de la variación en el estado de la clase (Cox y Snell R
2) .. En comparación con los pacientes de alta estabilidad de trayectoria, se deteriora alta, recuperación y baja estabilidad de trayectoria pacientes tenían más probabilidades de ser solteros /divorciada /viuda (o CI 3,50, 95% 1,18-10,37; O CI 7,19, 95% 1,79-28,97 ; O 9,94; IC del 95%: 2,59 a 38,30, respectivamente). pacientes trayectoria de recuperación también eran mayores (OR 1,08, IC del 95%: 01.03 a 01.13). pacientes trayectoria de baja estables tenían mala alimentación apetito (OR 0,80, IC del 95%: 0,64 a 0,99) y los ingresos familiares inferiores (OR 9.88, IC 95% 2,21 a 44,1).