anticoagulanttreatment, diabetes),

anticoagulant
treatment, diabetes), the statistical analysis was
unable to demonstrate any differences with regard to the risk of
renewed bleeding episodes, which can be explained by the
smaller size of the subgroups.
As far as the dropouts were concerned, we looked at whether
or not the five excluded participants might have effected a
change in the results (Table 3). In the study group, one case was
excluded, who experienced new bleeding episodes. In the
control group, four cases were excluded, where two cases
experienced new bleeding episodes and two did not (Table 8).
This means that the overall odds ratio at n = 105 was 0Æ817
compared with 0Æ784 (Table 3). Thus, the exclusion of these
patients did not change our primary outcome.
Discussion
This study focused on establishing the feasibility of mobilising
hospital patients under treatment for primary nose
bleeding without increasing the risk of new bleeding episodes.
We were unable to demonstrate any difference in the number
of new bleeding episodes between mobilised and immobilised
patients in the trial, which lead us to conclude that mobilisation
did not increase the risk of renewed bleeding. In fact,
the odds ratio was rather close to 1 (0Æ784); judging from
the distribution shown in Table 3, the risk of new bleeding
seemed almost identical for the two groups. Conversely, it
follows that mobilisation did not result in fewer new bleeding
episodes. The overall risk of new bleeding episodes thus
seemed to bear no relation to this treatment regime. The
insufficient number of observations forced us to abandon
attempts to create a statistical model to estimate the number
of new bleeding episodes and to determine any particular
characteristics among participants, who experienced new
bleeding episodes.
Our study included 100 epistaxis patients allocated into
two treatment groups of 50 patients each. For practical and
clinical reasons, the number of participants had to be
restricted. Ideally, the overall sample size should have been
500 patients to detect differences between the two treatment
regimes, but this would require a study period of at least
10 years. Such a long period would have placed a prolonged,
extra burden on the staff to recruit patients and collect data;

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

anticoagulant
บำบัด โรคเบาหวาน), การวิเคราะห์ทางสถิติได้
ไม่สามารถแสดงให้เห็นถึงความแตกต่างใด ๆ เกี่ยวกับความเสี่ยงของ
เลือดตอน ซึ่งสามารถอธิบายได้โดยการต่ออายุ
ขนาดของกลุ่มย่อย
เท่าตกได้กังวล เรามองว่า
หรือไม่ห้าแยกผู้เข้าร่วมอาจมีผลเป็น
เปลี่ยนแปลงผลลัพธ์ (ตาราง 3) ในกลุ่มการศึกษา มีกรณีหนึ่ง
รวม ที่พบมีเลือดออกตอนใหม่ ในการ
กลุ่มควบคุม สี่กรณีถูกแยกออกไป ซึ่งทั้งสองกรณี
ตอนมีเลือดออกมีประสบการณ์ใหม่และสองไม่ (ตาราง 8) .
นี้หมายความ ว่า อัตราส่วนราคาโดยรวมที่ n = 105 ถูก 0Æ817
เมื่อเทียบกับ 0Æ784 (ตาราง 3) ดังนั้น ข้อยกเว้นเหล่านี้
ผู้ป่วยได้ไม่เปลี่ยนแปลงของเราหลักผล
สนทนา
ศึกษานี้เน้นสร้างความเป็นไปได้ของการเปลี่ยน
โรงพยาบาลผู้ป่วยภายใต้รักษาจมูกหลัก
เลือดโดยไม่เพิ่มความเสี่ยงของใหม่มีเลือดออกตอน
เราไม่สามารถแสดงให้เห็นถึงความแตกต่างในหมายเลข
ของตอนมีเลือดออกใหม่ระหว่าง mobilised และ immobilised
ผู้ป่วยในทดลอง ซึ่งนำเราสรุปว่า เปลี่ยนแปลง
ไม่เพิ่มความเสี่ยงของเลือดออกใหม่ ในความเป็นจริง,
อัตราราคาค่อนข้างใกล้กับ 1 (0Æ784); ตัดสินจาก
แจกจ่ายที่แสดงในตาราง 3 ความเสี่ยงของเลือดใหม่
ดูเหมือนเกือบจะเหมือนกันสำหรับกลุ่มสอง ในทางกลับกัน มัน
ตามที่เปลี่ยนแปลงไม่ได้ผลไม่น้อยกว่าเลือดใหม่
ตอน ความเสี่ยงโดยรวมของใหม่เลือดตอนนั้น
ดูเหมือนไม่สัมพันธ์กับระบอบนี้รักษาเพื่อ
จำนวนสังเกตพอบังคับเราสละ
พยายามสร้างแบบจำลองทางสถิติเพื่อประเมินจำนวน
มีเลือดออกตอนใหม่ และกำหนดเฉพาะใด ๆ
ลักษณะในหมู่ผู้เรียน ผู้มีประสบการณ์ใหม่
เลือดตอนนั้น
เรารวมผู้ป่วย epistaxis 100 ปันส่วนลงใน
2 กลุ่มบำบัด 50 ผู้ป่วยแต่ละ ในทางปฏิบัติ และ
เหตุผลทางคลินิก จำนวนผู้เข้าร่วมได้เป็น
จำกัด ดาว โดยรวมขนาดตัวอย่างควรมี
ผู้ป่วย 500 เพื่อตรวจสอบความแตกต่างระหว่างการรักษาสอง
ระบอบ แต่นี้จะต้องมีระยะเวลาศึกษาน้อย
10 ปี จะได้วางระยะยาวนาน,
เพิ่มภาระหน้าที่การรับสมัครผู้ป่วยและรวบรวมข้อมูล

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

สารกันเลือดแข็ง
การรักษาโรคเบาหวาน), การวิเคราะห์ทางสถิติก็
ไม่สามารถที่จะแสดงให้เห็นถึงความแตกต่างใด ๆ ที่เกี่ยวกับความเสี่ยงของการที่มี
เลือดออกตอนใหม่ซึ่งสามารถอธิบายได้ด้วย
ขนาดที่เล็กกว่าของกลุ่มย่อย
เท่าที่ dropouts เป็นห่วงเรามองที่ว่า
หรือ ไม่ได้เข้าร่วมการยกเว้นห้าอาจจะมีผลต่อ
การเปลี่ยนแปลงในผล (ตารางที่ 3) ในกลุ่มศึกษากรณีหนึ่งคือการ
ยกเว้นที่มีประสบการณ์มีเลือดออกตอนใหม่ ใน
กลุ่มควบคุมสี่กรณีที่ได้รับการยกเว้นที่สองกรณี
มีประสบการณ์การมีเลือดออกตอนใหม่และสองไม่ได้ (ตารางที่ 8)
ซึ่งหมายความว่าอัตราส่วนราคาต่อรองโดยรวมที่ n = 105 เป็น0Æ817
เมื่อเทียบกับ0Æ784 (ตารางที่ 3) ดังนั้นการยกเว้นเหล่านี้
ผู้ป่วยที่ไม่ได้เปลี่ยนแปลงผลหลักของเรา
พูดคุยเรื่อง
การศึกษาครั้งนี้มุ่งเน้นไปที่การสร้างความเป็นไปได้ในการระดม
ผู้ป่วยที่โรงพยาบาลภายใต้การรักษาหลักจมูก
มีเลือดออกโดยไม่เพิ่มความเสี่ยงของการมีเลือดออกตอนใหม่
เราไม่สามารถแสดงให้เห็นถึงความแตกต่างในการใด ๆ จำนวน
ของโรคเลือดออกใหม่ระหว่างระดมและตรึง
ผู้ป่วยในการพิจารณาคดีซึ่งนำเราไปสรุปว่าการชุมนุม
ไม่ได้เพิ่มความเสี่ยงของการมีเลือดออกใหม่ ในความเป็นจริง
อัตราส่วนราคาต่อรองค่อนข้างใกล้ถึง 1 (0Æ784); การตัดสินจาก
การกระจายแสดงในตารางที่ 3 ความเสี่ยงของการมีเลือดออกใหม่
ดูเหมือนเกือบจะเหมือนกันสำหรับทั้งสองกลุ่ม ในทางกลับกันก็
เป็นไปตามที่การชุมนุมไม่ได้ผลในการมีเลือดออกน้อยลงใหม่
ตอน ความเสี่ยงโดยรวมของการมีเลือดออกตอนใหม่จึง
ดูเหมือนจะแบกความสัมพันธ์กับระบอบการปกครองของการรักษานี้
จำนวนไม่เพียงพอของการสังเกตบังคับให้เราละทิ้ง
ความพยายามที่จะสร้างแบบจำลองทางสถิติเพื่อประเมินจำนวน
ของการมีเลือดออกตอนใหม่และเพื่อตรวจสอบใด ๆ
ลักษณะในหมู่ผู้เข้าร่วมที่มีประสบการณ์ใหม่
ตอนที่มีเลือดออก
การศึกษาของเรารวมถึงผู้ป่วยที่ 100 กำเดาจัดสรรเป็น
สองกลุ่มการรักษา 50 ของผู้ป่วยแต่ละคน สำหรับการปฏิบัติและ
เหตุผลทางคลินิกจำนวนผู้เข้าร่วมจะต้องถูก
จำกัด จะเป็นการดีที่ขนาดของกลุ่มตัวอย่างโดยรวมควรจะได้รับ
500 ผู้ป่วยในการตรวจสอบความแตกต่างระหว่างทั้งสองการรักษา
ระบอบการปกครอง แต่นี้จะต้องมีระยะเวลาการศึกษาไม่น้อยกว่า
10 ปีที่ผ่าน ดังกล่าวเป็นระยะเวลานานจะมีอยู่เป็นเวลานาน,
ภาระเพิ่มเติมเกี่ยวกับพนักงานที่จะรับสมัครผู้ป่วยและการเก็บรวบรวมข้อมูลนั้น

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

เลือด
รักษา โรคเบาหวาน ) , การวิเคราะห์ทางสถิติ คือ ไม่สามารถแสดงให้เห็นถึงความแตกต่าง

เกี่ยวกับความเสี่ยงของการมีเลือดออกตอน ซึ่งสามารถอธิบายได้โดยขนาดของกลุ่มย่อย
.
เท่าที่ปรากฏว่ามีความกังวล เรามองว่า
หรือไม่ห้าไม่รวมผู้เข้าร่วมอาจมีผลต่อ a
เปลี่ยนผลลัพธ์ ( ตารางที่ 3 ) ในกลุ่มอีกกรณีหนึ่งคือ
แยกออกใครมีประสบการณ์เอพเลือดใหม่ ใน
4 ราย กลุ่มควบคุม ได้รับการยกเว้น ซึ่งสองกรณี
มีประสบการณ์ใหม่และเลือดออกตอนสองไม่ได้ ( ตารางที่ 8 ) .
ซึ่งหมายความว่าอัตราส่วนราคาโดยรวมที่ n = 105 0 0
เมื่อเทียบกับกู้แล้วกู้ 784 ( ตารางที่ 3 ) ดังนั้น ยกเว้นของผู้ป่วยเหล่านี้
ไม่ได้เปลี่ยนผลการศึกษาของเรา

การอภิปรายการศึกษานี้มุ่งเน้นการสร้างความเป็นไปได้ของการระดม
โรงพยาบาลภายใต้การรักษาเลือดออกจมูก
หลักโดยไม่เพิ่มความเสี่ยงของเลือดออกตอนใหม่
เราไม่สามารถแสดงให้เห็นถึงความแตกต่างในหมายเลข
ใหม่ของเลือดออกตอนระหว่างผู้ป่วยและ mobilised ตรึง
ในการทดลอง ซึ่งทำให้เราสรุปได้ว่า การระดม
ไม่ได้เพิ่มความเสี่ยงของการมีเลือดออก ในความเป็นจริง
Odds Ratio ค่อนข้างใกล้เคียงกับ 1 ( 0 กู้ 784 ) ; ดูจาก
กระจายแสดงในตารางที่ 3 , ความเสี่ยงของการมีเลือดออกใหม่
ดูเกือบจะเหมือนกันทั้งสองกลุ่ม ในทางกลับกัน มัน
ตามการไม่ได้ผลน้อยกว่าใหม่เลือด
ตอน ความเสี่ยงโดยรวมของเอพเลือดใหม่ดังนั้น
ดูเหมือนจะไม่มีส่วนเกี่ยวข้องกับการรักษาระบบการปกครอง
จำนวนไม่เพียงพอของการสังเกตทำให้เราต้องละทิ้ง
ความพยายามที่จะสร้างแบบจำลองทางสถิติเพื่อประมาณการจำนวน
เอพเลือดใหม่และการตรวจสอบใด ๆ โดยเฉพาะ
ลักษณะในหมู่ผู้เข้าร่วม ใครมีประสบการณ์เลือดออกตอนใหม่
.
การศึกษาของเรารวม 100 Mopza ผู้ป่วยที่ปันส่วนไปยัง
สองกลุ่มละ 50 คน สำหรับการปฏิบัติและ
เหตุผลทางคลินิก จำนวนผู้เข้าร่วมต้อง
จำกัด นึกคิด , ตัวอย่างขนาดโดยรวมน่าจะ
500 ผู้ป่วยตรวจพบความแตกต่างระหว่างสองการรักษา
ระบอบการปกครอง แต่นี้จะต้องมีระยะเวลาอย่างน้อย
10 ปี ดังกล่าวเป็นระยะเวลานาน จะได้วางนาน
ภาระเพิ่มเติมให้พนักงานรับสมัครผู้ป่วยและรวบรวมข้อมูล