The goal of these analyses was to e

The goal of these analyses was to explore the association between vitamins and sleep. Because this is one of the first investigations in this area, we were more concerned about minimizing Type II error than Type I error. When venturing in a new domain, it is important to be careful
not to close off areas of exploration. As we were interested in detecting any association between vitamins and sleep that might exist, we used several different groupings of vitamins. In addition, we also report marginally significant results (p < .10) to highlight areas that may potentially be useful to explore further.
Initially, participants were classified by the type of vitamin they reported taking. There were 10 reported groups: no vitamin, vitamin A, B, C, E, niacin, antioxidants, multivitamin (a single vitamin pill composed of a broad spectrum of vitamins), multiple vitamins (more than one individual vitamin pill), and other. Frequencies were calculated to determine the number of participants in each category. Several of the single-vitamin categories had less than 10 participants and were, therefore, merged into a single vitamin category. This process produced a total of five vitamin groups: no vitamin, multivitamin, single vitamin, multiple vitamins, and vitamin E. A one-factor multivariate analysis of variance (MANOVA) compared these five vitamin groups on the set of sleep variables of interest (SOL, NWAK, WASO, SE, TST, and SQR). This analysis proved non-significant, Wilks’ Λ = 0.93, F (28, 1833) = 1.37, ns. The means of the sleep variables for each of the vitamin groupings are listed in Table 2. Though nonsignificant, the few individuals taking vitamin E reported the best sleep on every variable.
We intended to explore the possibility that time of day or frequency of vitamin use was associated with sleep effects. However, the uniformity of responses on these two variables did not provide sufficient variability to investigate the potential role of these factors. Eighty-two percent of participants took their vitamins in the morning, and 85% took their vitamins once a day.
After examining the individual means and N’s of each vitamin group, it became clear that most vitamin users were congregating in multiple-vitamin categories and it seemed useful to more carefully explore this segment. To maximize statistical power and flesh out the exploratory potential of this study, participants were re-grouped into two vitamin categories. Participants taking single vitamins were excluded from the analyses and participants who were taking multiple or multivitamins were combined into a single group. We contrasted these two vitamin groups (no-vitamin vs. multi-/multiple vitamins) in a MANOVA on our set of sleep variables (SOL, NWAK, WASO, SE, TST, and SQR) and this proved significant, Wilks’ Λ = 0.95, F (7, 472) = 3.47, p < .01. Univariate follow-up revealed that the groups differed on NWAK and WASO, though the magnitude of these differences was modest (see Table 3). Participants in the multi-/multiple vitamin group reported more awakenings (M = 1.8, SD = 1.1) than those in the no-vitamin group (M = 1.4, SD = 1.0), F (1, 478) = 17.91, p < 0.001, and more time awake after sleep onset (M = 29.3, SD = 30.4) than those in the no-vitamin group (M = 24.2, SD = 26.9), F (1, 478) = 4.21, p < 0.05. See Table 3 for a list of means by vitamin grouping.
The demographic information for participants in the final vitamin grouping is given in Table 4. To assess the association between vitamin use and demographic variables, several analyses were undertaken. We determined that age significantly correlated with vitamin grouping, r = 0.28, p < 0.01. Second, two separate chi-square tests of independence were conducted to assess the proportional differences between vitamin users and non-vitamin users based on gender and ethnicity. The chi-square tests for gender and ethnicity were both significant χ2 (1) = 12.6 and χ2 (1) = 15.6, respectively, all p’s < 0.01. We reconsidered the above MANOVA incorporating age as a covariate and ethnicity and gender as blocked factors. The main effect of vitamin group was reduced but marginally significant, Wilks’ Λ = 0.98, F (6, 462) = 1.89, p = 0.08. Univariate follow-up tests showed that there was only a difference in NWAK between groups, such that those taking vitamins reported more awakenings than those not taking vitamins, F (1, 467) = 3.93, p < 0.05. Although the omnibus test is marginally significant, it does suggest that vitaA chi-square test of independence was conducted to assess whether other medications could account for the difference in sleep variables between the vitamin and no-vitamin groups. Medications that had sleep-promoting effects included hypnotics, over-the-counter medications, herbal supplements, and antidepressants. The chi-square test showed that there was a higher but non-significant proportion of participants in the vitamin group who were taking sleep-promoting medications at bedtime as compared to the no-vitamin group, χ2 (1) = 0.09, ns.
A chi-square goodness-of-fit test evaluated whether the proportion of insomniacs in the multi-/ multiple vitamin group was significantly different from the proportion of insomniacs in the sample who reported no vitamin use. The chi-square test contrasted the observed proportion of insomniacs in the multi-/multiple group (21.6%) to expected (17.8%), which was marginally significant (χ2 (1) = 3.45, p = 0.06). Insomniacs were over-represented in the multi-/multiple vitamin group compared to the no-vitamin group.
A one-way MANOVA tested differences between the insomniacs taking vitamins and insomniacs who were not on the set of sleep variables. The overall model was non-significant, Wilks’ Λ = 0.88, F (7, 84) = 1.71, ns.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

เป้าหมายของการวิเคราะห์เหล่านี้เพื่อ สำรวจความสัมพันธ์ระหว่างวิตามินและนอนหลับได้ เนื่องจากเป็นการตรวจสอบครั้งแรกในพื้นที่นี้อย่างใดอย่างหนึ่ง เราได้ห่วงใยลดข้อผิดพลาดชนิด II กว่าพิมพ์ฉันข้อผิดพลาด เมื่อรองในโดเมนใหม่ จะต้องระมัดระวังไม่ให้ปิดปิดพื้นที่สำรวจ เป็นความสนใจในการตรวจสอบความสัมพันธ์ระหว่างวิตามินและนอนที่อาจมีอยู่ เราใช้จัดกลุ่มแตกต่างกันหลายของวิตามิน นอกจากนั้น เรายังรายงานผลลัพธ์ที่ดีอย่างมีนัยสำคัญ (p < .10) เน้นพื้นที่ที่อาจมีประโยชน์ในการสำรวจเพิ่มเติมเริ่ม ผู้เข้าร่วมถูกจัดประเภทตามชนิดของวิตามิน ที่จะรายงานการ มีรายงานกลุ่ม 10: ไม่วิตามิน วิตามิน A, B, C, E ไนอาซิน สารต้านอนุมูลอิสระ วิตามิน (ยาวิตามินเดียวประกอบด้วยสเปกตรัมกว้างของวิตามิน), วิตามินหลาย (มากกว่าหนึ่งละวิตามินยา), และอื่น ๆ ความถี่มีคำนวณเพื่อกำหนดจำนวนของผู้เรียนในแต่ละประเภท หลายประเภทเดียววิตามินมีน้อยกว่า 10 คน และผสานได้ ดังนั้น ในประเภทวิตามินเดียว กระบวนการนี้ผลิตจำนวน 5 กลุ่มวิตามิน: เดี่ยวไม่วิตามิน วิตามิน วิตามิน วิตามินหลาย และวิตามินอี เป็นหนึ่งปัจจัยตัวแปรพหุการวิเคราะห์ของผลต่าง (MANOVA) เปรียบเทียบกลุ่มวิตามินห้าชุดของตัวแปรปน่าสนใจ (โซล NWAK, WASO, SE ทั้ง และ SQR) วิเคราะห์นี้พิสูจน์ไม่ใช่สำคัญ Wilks Λ = 0.93, F (28, 1833) = 1.37, ns หมายถึงตัวแปรปสำหรับแต่ละกลุ่มวิตามินจะแสดงในตารางที่ 2 ว่า nonsignificant บุคคลไม่กี่ที่มีวิตามินอีรายงานปสุดทุกตัวแปรเรามีจุดประสงค์เพื่อสำรวจโอกาสที่เวลา หรือความถี่ของการใช้วิตามินเกี่ยวข้องกับผลป อย่างไรก็ตาม ความรื่นรมย์ของการตอบสนองในสองตัวแปรเหล่านี้ไม่มีเพียงพอสำหรับความผันผวนการตรวจสอบบทบาทของปัจจัยเหล่านี้อาจเกิดขึ้น เอ้ 2 ร้อยละของผู้เรียนเอาวิตามินของพวกเขาในตอนเช้า และ 85% เอาของวิตามินวันละครั้งหลังจากการตรวจสอบแต่ละวิธีและ N ของแต่ละกลุ่มวิตามิน มันก็ชัดเจนว่า ผู้ใช้วิตามินส่วนใหญ่ถูก congregating วิตามินหลายประเภท และเหมือนมีประโยชน์ในการสำรวจนี้เซ็กเมนต์อย่างระมัดระวังมากขึ้น เพื่อเพิ่มพลังงานสถิติและเนื้อหาศักยภาพเชิงบุกเบิกการศึกษานี้ ผู้เรียนได้จัดกลุ่มใหม่เป็นสองประเภทวิตามิน คนถ่ายเดียววิตามินได้ถูกแยกออกจากวิเคราะห์และผู้เข้าร่วมที่มีการหลาย หรือวิตามินถูกรวมเข้าเป็นกลุ่มเดียว เราต่างกลุ่มสองวิตามินเหล่านี้ (ไม่ -วิตามินเทียบกับ multi- / วิตามินหลาย) ใน MANOVA เราตั้งตัวแปรป (โซล NWAK, WASO, SE ทั้ง และ SQR) และนี้พิสูจน์สำคัญ Wilks Λ = 0.95, F (7, 472) = 3.47, p < .01 ติดตามอย่างไร Univariate เปิดเผยว่า กลุ่มที่แตกต่าง NWAK และ WASO แม้ว่าขนาดของความแตกต่างเหล่านี้ไม่เจียมเนื้อเจียมตัว (ดูตาราง 3) ร่วมในหลาย / กลุ่มวิตามินหลายรายงาน awakenings เพิ่มเติม (M 1.8, SD = = 1.1) ในกลุ่มไม่มีวิตามิน (M = 1.4, SD = 1.0), F (1, 478) = 17.91, p < 0.001 และไปทำงานหลังจากเริ่มมีอาการนอนหลับ (M 29.3, SD = = 30.4) ในกลุ่มไม่มีวิตามิน (M = 24.2, SD = 26.9), F (1, 478) = 4.21, p < 0.05 ดู 3 ตารางสำหรับรายการหมายความ โดยจัดกลุ่มวิตามินThe demographic information for participants in the final vitamin grouping is given in Table 4. To assess the association between vitamin use and demographic variables, several analyses were undertaken. We determined that age significantly correlated with vitamin grouping, r = 0.28, p < 0.01. Second, two separate chi-square tests of independence were conducted to assess the proportional differences between vitamin users and non-vitamin users based on gender and ethnicity. The chi-square tests for gender and ethnicity were both significant χ2 (1) = 12.6 and χ2 (1) = 15.6, respectively, all p’s < 0.01. We reconsidered the above MANOVA incorporating age as a covariate and ethnicity and gender as blocked factors. The main effect of vitamin group was reduced but marginally significant, Wilks’ Λ = 0.98, F (6, 462) = 1.89, p = 0.08. Univariate follow-up tests showed that there was only a difference in NWAK between groups, such that those taking vitamins reported more awakenings than those not taking vitamins, F (1, 467) = 3.93, p < 0.05. Although the omnibus test is marginally significant, it does suggest that vitaA chi-square test of independence was conducted to assess whether other medications could account for the difference in sleep variables between the vitamin and no-vitamin groups. Medications that had sleep-promoting effects included hypnotics, over-the-counter medications, herbal supplements, and antidepressants. The chi-square test showed that there was a higher but non-significant proportion of participants in the vitamin group who were taking sleep-promoting medications at bedtime as compared to the no-vitamin group, χ2 (1) = 0.09, ns.ความดีของพอดี chi-square ทดสอบประเมินว่าสัดส่วนของ insomniacs ในหลาย / หลายวิตามินกลุ่มแตกต่างกันอย่างมีนัยสำคัญจากสัดส่วนของ insomniacs ในตัวอย่างที่รายงานใช้วิตามินไม่ การทดสอบ chi-square เปรียบเทียบสัดส่วนพบของ insomniacs ในหลาย / หลาย ๆ กลุ่ม (21.6%) คาด ว่า (17.8%), ซึ่งถูกดีสำคัญ (χ2 (1) = 3.45, p = 0.06) Insomniacs ถูกเกิน represented ในหลาย / หลายวิตามินกลุ่มเปรียบเทียบกับกลุ่มไม่มีวิตามินMANOVA ทางเดียวทดสอบความแตกต่างระหว่าง insomniacs วิตามินและ insomniacs ที่ไม่ได้อยู่ในชุดของตัวแปรป รูปแบบโดยรวมไม่ใช่สำคัญ Wilks' Λ = 0.88, F (7, 84) = 1.71, ns

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

เป้าหมายของการวิเคราะห์เหล่านี้คือการสำรวจความสัมพันธ์ระหว่างวิตามินและการนอนหลับ เพราะนี่เป็นหนึ่งในการตรวจสอบครั้งแรกในพื้นที่นี้เรามีความกังวลเกี่ยวกับการลดมากขึ้น Type II ข้อผิดพลาดกว่าประเภทความผิดพลาด เมื่อ venturing
ในโดเมนใหม่ก็เป็นสิ่งสำคัญที่จะต้องระวังไม่ให้ปิดพื้นที่ของการสำรวจ ในขณะที่เรามีความสนใจในการตรวจสอบความสัมพันธ์ระหว่างวิตามินและการนอนหลับใด ๆ ที่อาจมีอยู่ที่เราใช้ในการจัดกลุ่มที่แตกต่างกันของวิตามิน นอกจากนี้เรายังมีรายงานผลอย่างมีนัยสำคัญเล็กน้อย (p <0.10) ที่จะเน้นพื้นที่ที่อาจเกิดขึ้นอาจจะเป็นประโยชน์ในการสำรวจต่อไป.
ในขั้นแรกผู้เข้าร่วมโดยจำแนกตามประเภทของวิตามินพวกเขารายงานการ มีกลุ่มรายงาน 10 คือวิตามินไม่มีวิตามิน A, B, C, E, ไนอาซินสารต้านอนุมูลอิสระวิตามิน (ยาวิตามินเดียวประกอบด้วยคลื่นความถี่กว้างของวิตามิน), วิตามินหลาย (มากกว่าหนึ่งเม็ดวิตามินของแต่ละบุคคล) และอื่น ๆ . ความถี่จะถูกคำนวณในการกำหนดจำนวนผู้เข้าร่วมในแต่ละประเภท หลายประเภทวิตามินเดียวมีน้อยกว่า 10 และมีผู้เข้าร่วมจึงรวมเข้าเป็นหมวดหมู่วิตามินเดียว กระบวนการนี้ผลิตรวมเป็นห้ากลุ่มวิตามิน: วิตามินไม่มีวิตามินเอวิตามินเดียววิตามินหลายและวิตามินอีเป็นปัจจัยหนึ่งในการวิเคราะห์หลายตัวแปรความแปรปรวน (MANOVA) เมื่อเทียบกับกลุ่มเหล่านี้ห้าวิตามินในชุดของตัวแปรการนอนหลับที่น่าสนใจ ( SOL, NWAK, WASO, SE ทีเอสทีและ SQR) การวิเคราะห์นี้ได้รับการพิสูจน์ที่ไม่สำคัญ Wilks 'Λ = 0.93, F (28 1833) = 1.37, NS หมายถึงการนอนหลับของตัวแปรสำหรับแต่ละกลุ่มวิตามินมีการระบุไว้ในตารางที่ 2 แม้ว่าจะไม่มีนัยสำคัญที่คนเพียงไม่กี่การวิตามิน E รายงานนอนที่ดีที่สุดในทุกตัวแปร.
เราตั้งใจที่จะสำรวจความเป็นไปได้ว่าเวลาของวันหรือความถี่ของการใช้วิตามิน มีความสัมพันธ์กับผลกระทบของการนอนหลับ แต่ความสม่ำเสมอของการตอบสนองในทั้งสองตัวแปรที่ไม่ได้ให้ความแปรปรวนเพียงพอที่จะตรวจสอบบทบาทศักยภาพของปัจจัยเหล่านี้ ร้อยละแปดสิบสองของผู้เข้าร่วมเอาวิตามินของพวกเขาในตอนเช้าและ 85% เอาวิตามินของพวกเขาวันละครั้ง.
หลังจากตรวจสอบวิธีการของแต่ละบุคคลและยังไม่มีของแต่ละกลุ่มวิตามินก็เป็นที่ชัดเจนว่าส่วนใหญ่ผู้ใช้วิตามินถูกชุมนุมในหลายประเภทวิตามินและ ดูเหมือนว่ามันจะมีประโยชน์ในการสำรวจอย่างระมัดระวังมากขึ้นส่วนนี้ เพื่อเพิ่มพลังทางสถิติและเนื้อออกสำรวจศักยภาพของการศึกษาครั้งนี้ผู้เข้าร่วมถูกแบ่งใหม่เป็นสองประเภทวิตามิน ผู้เข้าร่วมการวิตามินเดียวได้รับการยกเว้นจากการวิเคราะห์และผู้เข้าร่วมที่ได้รับการหลายหรือวิตามินถูกรวมกันเป็นกลุ่มเดียว เราเปรียบเทียบทั้งสองกลุ่มวิตามิน (ไม่มีวิตามินเทียบกับหลาย / วิตามินหลาย) ใน MANOVA ในชุดของเราของตัวแปรการนอนหลับ (SOL, NWAK, WASO, SE ทีเอสทีและ SQR) และได้รับการพิสูจน์นี้อย่างมีนัยสำคัญ Wilks 'Λ = 0.95, f (7, 472) = 3.47, p <0.01 univariate ติดตามเปิดเผยว่ากลุ่มที่แตกต่างกันใน NWAK และ WASO แต่ขนาดของความแตกต่างเหล่านี้เป็นเจียมเนื้อเจียมตัว (ดูตารางที่ 3) ผู้เข้าร่วมในหลาย / หลายกลุ่มวิตามินรายงานตื่นมากขึ้น (M = 1.8, SD = 1.1) มากกว่าผู้ที่อยู่ในกลุ่มที่ไม่มีวิตามิน (M = 1.4, SD = 1.0), F (1, 478) = 17.91, p < 0.001 และเวลาที่เริ่มมีอาการตื่นหลังจากการนอนหลับ (M = 29.3, SD = 30.4) มากกว่าผู้ที่อยู่ในกลุ่มที่ไม่มีวิตามิน (M = 24.2, SD = 26.9) F (1, 478) = 4.21, p <0.05 ดูตารางที่ 3 สำหรับรายชื่อของวิธีการจัดกลุ่มวิตามิน.
ข้อมูลกลุ่มผู้เข้าชมสำหรับผู้เข้าร่วมในกลุ่มวิตามินสุดท้ายจะได้รับในตารางที่ 4 เพื่อประเมินความสัมพันธ์ระหว่างการใช้วิตามินและตัวแปรทางด้านประชากรศาสตร์วิเคราะห์หลายคนถูกดำเนินการ เรามุ่งมั่นที่ว่าอายุมีความสัมพันธ์อย่างมีนัยสำคัญมีการจัดกลุ่มวิตามิน r = 0.28, p <0.01 ประการที่สองสองแยกการทดสอบไคสแควร์ของความเป็นอิสระได้ดำเนินการในการประเมินความแตกต่างของสัดส่วนระหว่างผู้ใช้และผู้ใช้วิตามินวิตามินที่ไม่ขึ้นอยู่กับเพศและเชื้อชาติ การทดสอบไคสแควร์สำหรับเพศและเชื้อชาติทั้งสองχ2อย่างมีนัยสำคัญ (1) = 12.6 และχ2 (1) = 15.6 ตามลำดับของ p ทั้งหมด <0.01 เราทบทวนการใช้มาตรการดังกล่าวข้างต้น MANOVA อายุเป็นตัวแปรร่วมและชาติพันธุ์และเพศเป็นปัจจัยที่ถูกปิดกั้น ผลกระทบหลักของกลุ่มวิตามินลดลงอย่างมีนัยสำคัญ แต่เล็กน้อย Wilks 'Λ = 0.98, f (6, 462) = 1.89, p = 0.08 univariate ทดสอบติดตามพบว่ามีเพียงความแตกต่างใน NWAK ระหว่างกลุ่มเช่นว่าผู้วิตามินรายงานการตื่นมากกว่าผู้ที่ไม่ได้รับวิตามิน, F (1, 467) = 3.93, p <0.05 ถึงแม้ว่าการทดสอบรถโดยสารเป็นสำคัญเล็กน้อยก็จะชี้ให้เห็นว่า vitaA ทดสอบไคสแควร์ของความเป็นอิสระได้ดำเนินการเพื่อประเมินว่ายาอื่น ๆ สามารถอธิบายความแตกต่างในการนอนหลับระหว่างตัวแปรวิตามินและกลุ่มที่ไม่มีวิตามิน ยาที่มีผลต่อการนอนหลับการส่งเสริมการรวม hypnotics, ยามากกว่าที่เคาน์เตอร์ผลิตภัณฑ์เสริมอาหารสมุนไพรและซึมเศร้า ไคตารางการทดสอบแสดงให้เห็นว่ามีความสูงกว่า แต่ที่ไม่ได้มีนัยสำคัญสัดส่วนของผู้เข้าร่วมในกลุ่มวิตามินที่ได้รับการใช้ยานอนหลับส่งเสริมก่อนนอนเมื่อเทียบกับกลุ่มที่ไม่มีวิตามินχ2 (1) = 0.09, NS.
ไคสแควร์คุณงามความดีของพอดีทดสอบประเมินว่าสัดส่วนของที่นอนไม่หลับในหลาย / วิตามินหลายกลุ่มอย่างมีนัยสำคัญที่แตกต่างจากสัดส่วนของการนอนไม่หลับในกลุ่มตัวอย่างที่มีการรายงานการใช้วิตามินไม่มี การทดสอบไคสแควร์เมื่อเปรียบเทียบสัดส่วนของการนอนไม่หลับสังเกตในหลายกลุ่ม / หลาย ๆ (21.6%) คาดว่าจะ (17.8%) ซึ่งมีนัยสำคัญเล็กน้อย (χ2 (1) = 3.45, p = 0.06) ที่นอนไม่หลับถูกกว่าตัวแทนในหลาย / หลายกลุ่มวิตามินเมื่อเทียบกับกลุ่มที่ไม่มีวิตามิน.
หนึ่งทาง MANOVA การทดสอบความแตกต่างระหว่างที่นอนไม่หลับที่เกิดวิตามินและนอนไม่หลับที่ไม่ได้อยู่ในชุดของตัวแปรการนอนหลับ รูปแบบโดยรวมที่ไม่สำคัญ Wilks 'Λ = 0.88, f (7, 84) = 1.71, NS

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

เป้าหมายของการศึกษานี้เพื่อสำรวจความสัมพันธ์ระหว่างวิตามินและนอน เพราะนี้เป็นหนึ่งในการตรวจสอบครั้งแรกในพื้นที่นี้ เรากังวลมากขึ้นเกี่ยวกับการลดความคลาดเคลื่อนประเภทที่ 2 มากกว่าความผิดพลาดประเภทที่ 1 เมื่อ venturing ในโดเมนใหม่ มันเป็นสิ่งสำคัญที่จะระมัดระวัง
ไม่ปิดพื้นที่ของการสำรวจที่เราสนใจในการตรวจสอบความสัมพันธ์ระหว่างวิตามินและนอนที่อาจมีอยู่ เราใช้หลายๆ กลุ่มของวิตามิน นอกจากนี้ เรายังได้รายงานผลเล็กน้อยอย่างมีนัยสำคัญ ( p < . 10 ) เน้นพื้นที่ที่อาจจะมีประโยชน์ที่จะสำรวจเพิ่มเติม
ตอนแรก กลุ่มตัวอย่าง จำแนกตามประเภทของวิตามินพวกเขารายงานการ