Clinical examinationsThe presence o

Clinical examinations
The presence of a dental infectious process (presence of an abscess, a tooth with pulpal exposure, a fistula), a mucosal lesion on lips, tongue or jaw (traumatic lesions, ulcers or bites) and untreated fractured permanent anterior teeth were recorded. Radiographs were not used and carious lesions were diagnosed at the dentinal threshold (D3) on permanent teeth [30, 31]. The number of decayed, missing or filled permanent teeth (D3MFT) was calculated [31]. The Greene & Vermillion oral hygiene index [32] was used to record the presence of calculus and dental plaque and the scores were dichoto- mised: absence (score 0 for all sextants) or presence of calculus or dental plaque (score >0 for at least onesextant). The Gingival Index of Löe & Silness [33] was used to express the gingival status, and the scores were trichotomised: no gingivitis (score 0 for all sextants), has localised gingivitis (score >0 for at least one sextant of one arch) or extensive gingivitis (score >0 for all sextants of at least one arch). Additionally, the children’s level of need for dental treatment was evaluated with the Clin- ical Oral Care Needs Index (COCNI), developed in a previous survey [34]. In this index, clinical oral indica- tors and subjective variables are associated within an algorithm using logical association (If…then… else…) to produce 4 levels of treatment need. Level 1, the child has risk factors for oral diseases (presence of dental plaque, absence of dental attendance…). Level 2, the child has signs of oral diseases (presence of localised gin- givitis or at least one untreated fractured permanent an- terior tooth or at least one carious lesion involving dentine…) and requires treatment. Level 3, the child requires urgent treatment because signs of focal infec- tious disease are present (presence of at last one dental infectious process or mucosal lesion or presence of ex- tended gingivitis or acute dental pain). Level 0, the child has no need for either oral examination or treatment.
Data collection
For the transcultural adaptation, face-to-face interviews were conducted with the children. The COHIP ques- tionnaires were self administered at school for the main validation process and for the test-retest procedure. Six calibrated dental practitioners performed the children’s examinations within the main validation sample at school [1]. The children completed the complementary questionnaires by themselves the day of the dental examination.
Statistical analyses
Internal consistency was evaluated by calculating Cronbach’s alpha and alpha, if an item was deleted. The degree of internal consistency was evaluated for the COHIP global score as well as for each subscale. The acceptable level for the overall scale was set at 0.80.
Since there is no gold standard for OHRQoL indices, the validation process relies on the evaluation of con- struct validity.
Concurrent validity examines a logical hypothesis by testing the index against a proxy measure of a similar concept. It was hypothesised that subjects with lower COHIP scores would be less satisfied with their oral health, would have poorer self-rated oral and general health and would report more treatment needs. As the scores derived from the COHIP were not normally dis- tributed, Mann–Whitney and Kruskal-Wallis tests were used.
The relationship between socio-demographic or behavioural variables, dental status and the COHIP scores were also studied. It was hypothesised that patients with a poorer dental status (presence of decayed teeth, calculus, dental plaque, gingivitis, infectious dental processes, mucosal lesions, untreated fractured perman- ent anterior teeth and children with treatment needs…) would have lower COHIP scores. The COHIP score was also supposed to vary between participants with different socio-demographic characteristics (sex, ethnic group, school attendance) and dental behaviours (dental attend- ance, dental fear). Discriminant validity was explored by measuring the degree to which COHIP scores and clin- ical data were related using the Spearman correlation coefficient.
The items of the COHIP were subjected to principal components analysis (PCA). Prior to performing PCA, the suitability of data for factor analysis was assessed. Inspec- tion of the correlation matrix revealed the presence of many coefficients of 0.3 and above. The Kaiser-Meyer- Oklin value was 0.858, exceeding the recommended value of 0.6 [35] and the Bartlett’s Test of Sphericity reached statistical significance, supporting the factorability of the correlation matrix [36]. The number of components was assessed using the principal component analysis with eigenvalues exceeding 1, the inspection of the screeplot results and the parallel analysis with eigenvalues exceeding the corresponding criterion values for a randomly gener- ated data matrix of the same size (34 variables and 236 respondents) [37].
Reproducibility was measured using the data on the 60 children who were re-interviewed 1 week after the first evaluation. The Intraclass correlation coefficients (ICC) for the global scores and for each domain were calcu- lated with a two-way random effects model. Acceptable test–retest reliability rating was set at 0.70.

Hasil (Bahasa Indonesia) 1:

Pemeriksaan klinisTercatat adanya proses infeksi gigi (kehadiran abses gigi dengan paparan pulpa, fistula), sebuah lesi mukosa pada bibir, lidah atau rahang (trauma lesi, bisul atau gigitan) dan tidak diobati retak gigi anterior permanen. Radiograph tidak digunakan dan berbagai lesi didiagnosis di ambang pulpa (D3) pada gigi permanen [30, 31]. Jumlah rusak, hilang atau diisi gigi permanen (D3MFT) adalah dihitung [31]. Kebersihan mulut Greene & Vermillion indeks [32] digunakan untuk merekam kehadiran kalkulus dan plak gigi dan nilai yang dichoto-mised: ketiadaan (Skor 0 untuk semua sextants) atau kehadiran kalkulus atau plak gigi (Skor > 0 untuk di setidaknya onesextant). Indeks Gingival Löe & Silness [33] digunakan untuk mengungkapkan gingival status, dan nilai yang trichotomised: gingivitis tidak (Skor 0 untuk semua sextants), memiliki pengait gingivitis (Skor > 0 untuk setidaknya satu sextant satu lengkungan) atau luas gingivitis (Skor > 0 untuk semua sextants setidaknya satu lengkungan). Selain itu, anak-anak tingkat kebutuhan untuk perawatan gigi dievaluasi dengan M.Farm(Klin) - ical Oral Care kebutuhan Index (COCNI), dikembangkan dalam survei sebelumnya [34]. Dalam indeks ini, lisan indica klinis-tur dan subjektif variabel yang terkait dalam algoritma menggunakan Asosiasi logis (jika... maka... lagi...) untuk menghasilkan 4 tingkat perawatan yang perlu. Tingkat 1, anak memiliki faktor risiko untuk penyakit mulut (kehadiran plak gigi, ketiadaan kehadiran gigi...). Tingkat 2, anak memiliki tanda-tanda penyakit mulut (kehadiran gin-givitis lokal atau setidaknya satu tidak diobati retak permanen an-terior gigi, atau setidaknya satu berbagai lesi yang melibatkan dentin...) dan membutuhkan perawatan. Tingkat 3, anak membutuhkan perawatan mendesak karena tanda-tanda fokus infec - penyakit ambisius yang hadir (kehadiran terakhir satu proses infeksi gigi atau lesi mukosa) atau kehadiran ex-cenderung gingivitis atau akut sakit gigi. Tingkat 0, anak telah tidak perlu untuk baik ujian lisan atau pengobatan.Pengumpulan dataUntuk adaptasi Antarbudaya, tatap muka wawancara dilakukan dengan anak-anak. COHIP ques-tionnaires adalah diri diberikan di sekolah untuk proses validasi utama dan prosedur tes-tes ulang. Enam dikalibrasi praktisi gigi dilakukan pemeriksaan anak-anak dalam sampel utama validasi di sekolah [1]. Anak-anak menyelesaikan kuesioner pelengkap sendiri hari pemeriksaan gigi.Analisis StatistikKonsistensi internal dievaluasi oleh menghitung Cronbach's Alfa dan alpha, jika item dihapus. Tingkat konsistensi internal dievaluasi untuk COHIP global Skor serta untuk setiap subscale. Tingkat yang dapat diterima untuk skala keseluruhan ditetapkan di 0,80.Karena tidak ada standar emas untuk OHRQoL indeks, proses validasi bergantung pada evaluasi validitas con-struct.Serentak validitas mengkaji hipotesis Logis dengan menguji indeks terhadap ukuran proxy konsep serupa. Itu adalah hypothesised bahwa mata pelajaran dengan nilai COHIP yang lebih rendah akan menjadi kurang puas dengan kesehatan mulut mereka, akan memiliki rating sendiri oral dan umum kesehatan yang lebih miskin dan akan melaporkan kebutuhan pengobatan. Karena nilai yang berasal dari COHIP tidak biasanya dis-dalam, Mann-Whitney dan Kruskal-Wallis tes yang digunakan.Hubungan antara variabel demografi sosial atau perilaku, status gigi dan nilai COHIP juga dipelajari. Itu adalah hypothesised bahwa pasien dengan status gigi miskin (kehadiran gigi rusak, kalkulus, plak gigi, gingivitis, proses-proses infeksi gigi, lesi mukosa, gigi anterior retak perman tidak diobati-THT dan anak-anak dengan kebutuhan pengobatan...) akan memiliki lebih rendah nilai COHIP. Skor COHIP juga seharusnya bervariasi antara peserta dengan karakteristik sosio-demografis yang berbeda (seks, kelompok etnis, sekolah) dan gigi perilaku (gigi menghadiri-terorganisir, takut gigi). Validitas diskriminan dieksplorasi dengan mengukur tingkat untuk COHIP yang nilai dan m.Farm(Klin) - data ical yang terkait menggunakan koefisien korelasi Penombak dinaikkan.Item COHIP pelem Analisis komponen utama (PCA). Sebelum melakukan PCA, kesesuaian data untuk analisis faktor dinilai. Inspec-tion korelasi matriks mengungkapkan adanya banyak koefisien 0.3 dan di atas. Nilai Kaiser-Meyer-Oklin adalah 0.858, melebihi nilai direkomendasikan 0.6 [35] dan tes Bartlett Sphericity dicapai signifikansi statistik, mendukung factorability korelasi matriks [36]. Jumlah komponen dinilai dengan analisis komponen utama eigenvalues melebihi 1, pemeriksaan hasil screeplot dan analisis paralel dengan eigenvalues melebihi nilai kriteria yang sesuai untuk secara acak dan mendatangkan data matriks ukuran yang sama (34 variabel dan 236 responden) [37].Reproduktibilitas diukur menggunakan data pada 60 anak-anak yang diwawancarai ulang 1 minggu setelah di evaluasi pertama. Intraclass korelasi koefisien (ICC) untuk nilai global dan setiap domain yang calcu-laranangan dan saksi dengan model dua arah acak efek. Diterima tes-tes ulang Reliabilitas rating ditetapkan di 0,70.

Hasil (Bahasa Indonesia) 2:

Pemeriksaan klinis
Kehadiran proses infeksi gigi (kehadiran abses, gigi dengan paparan pulpa, fistula), lesi mukosa pada bibir, lidah atau rahang (lesi traumatik, bisul atau gigitan) dan retak gigi anterior permanen tidak diobati dicatat . Radiografi tidak digunakan dan lesi karies didiagnosis di ambang dentin (D3) pada gigi permanen [30, 31]. Jumlah membusuk, hilang atau diisi gigi permanen (D3MFT) dihitung [31]. The Greene & Vermillion Indeks kebersihan mulut [32] digunakan untuk merekam kehadiran kalkulus dan plak gigi dan skor yang dichoto- mised: tidak adanya (skor 0 untuk semua sextants) atau adanya kalkulus atau plak gigi (nilai> 0 untuk di Setidaknya onesextant). The gingiva Indeks Loe & Silness [33] digunakan untuk mengekspresikan status gingiva, dan skor yang trichotomised: tidak gingivitis (skor 0 untuk semua sextants), telah dilokalisasi gingivitis (skor> 0 untuk setidaknya satu sextant dari satu lengkungan) atau gingivitis luas (skor> 0 untuk semua sextants setidaknya satu lengkungan). Selain itu, tingkat anak-anak dari kebutuhan untuk perawatan gigi dievaluasi dengan Clin- ical Oral Care Kebutuhan Index (COCNI), dikembangkan dalam survei sebelumnya [34]. Dalam indeks ini, indikator-indikator klinis lisan dan variabel subjektif terkait dalam suatu algoritma yang menggunakan asosiasi logis (Jika ... maka ... lain ...) untuk menghasilkan 4 tingkat kebutuhan perawatan. Level 1, anak memiliki faktor risiko penyakit mulut (adanya plak gigi, tidak adanya kehadiran gigi ...). Level 2, anak memiliki tanda-tanda penyakit mulut (kehadiran lokal gin- givitis atau setidaknya satu tidak diobati retak permanen anterior gigi an- atau setidaknya satu lesi karies melibatkan dentin ...) dan membutuhkan perawatan. Level 3, anak membutuhkan perawatan mendesak karena tanda-tanda penyakit menular infeksi fokal yang hadir (kehadiran akhirnya satu proses infeksi gigi atau lesi mukosa atau kehadiran mantan cenderung gingivitis atau sakit gigi akut). Level 0, anak tidak memiliki kebutuhan untuk baik pemeriksaan atau pengobatan. Lisan
Pengumpulan data
Untuk adaptasi transkultural, tatap muka wawancara dilakukan dengan anak-anak. Tionnaires yang COHIP-pertanyaan yang diberikan diri di sekolah untuk proses validasi utama dan untuk prosedur tes-tes ulang. Enam dikalibrasi praktisi gigi dilakukan pemeriksaan anak-anak dalam sampel validasi utama di sekolah [1]. Anak-anak menyelesaikan kuesioner pelengkap sendiri hari pemeriksaan gigi.
Analisis statistik
Konsistensi internal dievaluasi dengan menghitung alpha Cronbach dan alpha, jika item telah dihapus. Derajat konsistensi internal dievaluasi untuk skor global COHIP serta untuk setiap subskala. Tingkat yang dapat diterima untuk skala keseluruhan ditetapkan pada 0,80.
Karena tidak ada standar emas untuk indeks OHRQoL, proses validasi bergantung pada evaluasi struct validitas con-.
Validitas serentak meneliti hipotesis logis dengan menguji indeks terhadap ukuran proxy konsep serupa. Itu berhipotesis bahwa subyek dengan skor COHIP rendah akan kurang puas dengan kesehatan mulut mereka, akan lebih miskin kesehatan mulut dan umum-diri dinilai dan akan melaporkan kebutuhan perawatan lebih. Sebagai skor berasal dari COHIP yang biasanya tidak terdistribusi, tes Mann-Whitney dan Kruskal-Wallis digunakan.
Hubungan antara variabel sosio-demografis atau perilaku, status gigi dan skor COHIP juga dipelajari. Itu hipotesis bahwa pasien dengan status gigi miskin (kehadiran gigi membusuk, kalkulus, plak gigi, radang gusi, gigi proses infeksi, lesi mukosa, retak perman- ent anterior gigi yang tidak diobati dan anak-anak dengan kebutuhan perawatan ...) akan memiliki nilai yang lebih rendah COHIP. Rata COHIP juga seharusnya bervariasi antara peserta dengan karakteristik yang berbeda sosio-demografis (jenis kelamin, kelompok etnis, kehadiran sekolah) dan perilaku gigi (Ance attend- gigi, takut gigi). Validitas diskriminan dieksplorasi dengan mengukur sejauh mana COHIP skor dan data ical clin- terkait menggunakan koefisien korelasi Spearman.
Item dari COHIP yang menjadi sasaran analisis komponen utama (PCA). Sebelum melakukan PCA, kesesuaian data untuk analisis faktor dinilai. Tion inspeksi dari matriks korelasi mengungkapkan adanya banyak koefisien 0,3 dan di atas. Kaiser-Meyer- Oklin nilai adalah 0,858, melebihi nilai yang direkomendasikan 0.6 [35] dan Uji Bartlett dari Sphericity mencapai signifikansi statistik, mendukung factorability dari korelasi matriks [36]. Jumlah komponen dinilai menggunakan analisis komponen utama dengan nilai eigen melebihi 1, pemeriksaan hasil screeplot dan analisis paralel dengan nilai eigen melebihi nilai kriteria yang sesuai untuk matriks data yang acak gener- diciptakan dengan ukuran yang sama (34 variabel dan 236 responden) [37].
Reproducibility diukur dengan menggunakan data pada 60 anak-anak yang kembali diwawancarai 1 minggu setelah evaluasi pertama. Koefisien korelasi intra (ICC) untuk skor global dan untuk setiap domain yang dikalkulasikan dengan dua arah efek random Model. Diterima tes-tes ulang keandalan rating ditetapkan pada 0.70.