Statistical Analysis The prevalence of near-miss sleepy accidents was calculated as the proportion of subjects reporting at least one near-miss sleepy accident. We also calculated the prevalence of 1, 2-3, and ≥4 near- miss sleepy accidents as the proportion of subjects reporting in each of these categories. T-tests, chi-square tests, and Wilcoxon’s test were used to make unadjusted comparisons between subjects with and without self- reported sleepy accidents and between subjects with and without self-reported near-miss sleepy accidents. Logistic regression pro- vided information about the associations of demographic, driv- ing, and sleep disorder variables with near-miss and actual sleepy accidents after adjusting for covariates. The logistic models also provided odds ratios and associated 95% confidence intervals (CI). In all of these analyses, summary values for continuous vari- ables collected in categories (e.g., miles driven per year, income) were computed by assuming that a participant’s actual value was at the midpoint of the interval. This permitted us to compute ac- tual estimated values for all continuous variables, even for vari- ables such as miles driven per year and percent time using seat belts that were collected in categories. Using estimated values of continuous variables when necessary, the logistic model was used to produce odds ratios associated with specific prespecified increases in a continuous variable. For example, odds ratios for miles driven per year are presented in units of 5000. This means that if the odds ratio for miles driven is X, the odds of having an accident is X times greater in a subject who drives 15,000 miles as compared to a subject who drives 10,000 miles, or equiva- lently, 20,000 vs 15,000, 25,000 vs 20,000, etc. Multicategory nominal variables were dichotomized in all analyses, with race being treated as white vs nonwhite, and work schedule being di- chotomized as a regular daytime schedule vs an evening, night, or irregular schedule. Odds ratios were reported as unadjusted and
การวิเคราะห์ทางสถิติความชุกของใกล้พลาดเกิดอุบัติเหตุง่วงนอนที่คำนวณเป็นสัดส่วนของอาสาสมัครการรายงานอย่างน้อยหนึ่งอุบัติเหตุง่วงนอนใกล้พลาด เรายังมีการคำนวณความชุกของ 1, 2-3, และ≥ 4 ใกล้พลาดเกิดอุบัติเหตุง่วงนอนในขณะที่สัดส่วนของอาสาสมัครการรายงานในแต่ละประเภทเหล่านี้ เสื้อการทดสอบการทดสอบไคสแควร์,และการทดสอบ Wilcoxon ที่ถูกนำมาใช้เพื่อให้การเปรียบเทียบระหว่างวิชาเท็มเพลตที่มีและไม่มีการเกิดอุบัติเหตุง่วงนอนตนเองรายงานและระหว่างวิชาที่มีและไม่มีการอยู่ใกล้พลาดเกิดอุบัติเหตุง่วงนอนตนเองรายงาน การถดถอยโลจิสติกข้อมูลโปร vided เกี่ยวกับความสัมพันธ์ของประชากร driv ไอเอ็นจี,และตัวแปรที่ผิดปกติของการนอนหลับที่มีความใกล้พลาดและอุบัติเหตุที่เกิดขึ้นจริงง่วงนอนหลังจากปรับค่าตัวแปร รูปแบบโลจิสติกยังให้อัตราส่วนราคาต่อรองที่เกี่ยวข้องและ 95% ช่วงความเชื่อมั่น (CI) ในทั้งหมดของการวิเคราะห์เหล่านี้ค่าอย่างต่อเนื่องสรุปสำหรับตัวแปร ABLES เก็บในหมวดหมู่ (เช่นกิโลเมตรขับเคลื่อนต่อปีรายได้) ได้รับการคำนวณโดยการสมมติว่าค่าจริงของผู้เข้าร่วมที่จุดกึ่งกลางของช่วงเวลาที่ นี้ได้รับอนุญาตให้เราสามารถคำนวณค่าประมาณแดวิญญาณสำหรับตัวแปรอย่างต่อเนื่องทั้งหมดแม้สำหรับตัวแปร ABLES เช่นกิโลเมตรขับเคลื่อนต่อปีและเวลาร้อยละการใช้เข็มขัดนิรภัยที่ถูกเก็บในหมวดหมู่ ใช้ค่าประมาณของตัวแปรอย่างต่อเนื่องเมื่อมีความจำเป็นรูปแบบโลจิสติกถูกนำมาใช้ในการผลิตอัตราส่วนราคาต่อรองที่เกี่ยวข้องกับการเพิ่มขึ้น prespecified เฉพาะในตัวแปรอย่างต่อเนื่อง เช่นอัตราส่วนราคาต่อรองในการขับเคลื่อนต่อปีถูกนำเสนอในหน่วยงานของ 5000 นี้หมายความว่าหากอัตราส่วนราคาต่อรองในการขับเคลื่อนคือ x ราคาต่อรองในการเกิดอุบัติเหตุเป็น x ครั้งยิ่งใหญ่ในเรื่องที่ไดรฟ์ 15,000 ไมล์เมื่อเทียบกับเรื่องที่ไดรฟ์ 10,000 ไมล์หรือเทียบ lently 20,000 เทียบกับ 15,000, 25,000 เทียบกับ 20,000 ฯลฯ ตัวแปรน้อย multicategory ถูก dichotomized ในการวิเคราะห์ทั้งหมดที่มีการแข่งขันได้รับการปฏิบัติเป็นสีขาวเทียบกับ nonwhite และตารางการทำงานเป็น di-chotomized ตามตารางเวลากลางวันปกติเทียบกับ เย็นกลางคืนหรือช่วงเวลาที่ผิดปกติ อัตราส่วนราคาต่อรองได้รับรายงานว่ายังไม่ปรับปรุงและ
การแปล กรุณารอสักครู่..
![](//thimg.ilovetranslation.com/pic/loading_3.gif?v=b9814dd30c1d7c59_8619)