Risk Farkı – Epidemiyolojide Biyoistatistiksel Yöntemler – Biyoistatistikler – Epidemiyoloji – Biyoistatistikler Nedir? – İstatistik Fiyatları – Ücretli İstatistik

0 (312) 276 75 93 @ İletişim İçin Mail Gönderin bestessayhomework@gmail.com - 7/24 hizmet vermekteyiz... @@@ Süreli, online, quiz türü sınavlarda yardımcı olmuyoruz. Teklif etmeyin. - Ödev Yaptırma, Proje Yaptırma, Tez Yaptırma, Makale Yaptırma, Essay Yaptırma, Literatür Taraması Yaptırma, Vaka İncelemesi Yaptırma, Research Paper Yaptırma, Akademik Makale Yaptırma, İntihal Oranı Düşürme, İstatistik Ödev Yaptırma, İstatistik Proje Yaptırma, İstatistik Tez Yaptırma, İstatistik Makale Yaptırma, İstatistik Essay Yaptırma, Edebiyat Ödev Yaptırma, Edebiyat Proje Yaptırma, Edebiyat Tez Yaptırma, İngilizce Ödev Yaptırma, İngilizce Proje Yaptırma, İngilizce Tez Yaptırma, İngilizce Makale Yaptırma, Her Dilde Ödev Yaptırma, Hukuk Ödev Yaptırma, Hukuk Proje Yaptırma, Hukuk Tez Yaptırma, Hukuk Makale Yaptırma, Hukuk Essay Yaptırma, Hukuk Soru Çözümü Yaptırma, Psikoloji Ödev Yaptırma, Psikoloji Proje Yaptırma, Psikoloji Tez Yaptırma, Psikoloji Makale Yaptırma, İnşaat Ödev Yaptırma, İnşaat Proje Yaptırma, İnşaat Tez Yaptırma, İnşaat Çizim Yaptırma, Matlab Yaptırma, Spss Yaptırma, Spss Analizi Yaptırmak İstiyorum, Ücretli Spss Analizi, İstatistik Ücretleri, Spss Nedir, Spss Danışmanlık, İstatistik Hizmeti, Spss Analizi ve Sonuçların Yorumlanması, Spss Ücretleri, Tez Yazdırma, Ödev Danışmanlığı, Ücretli Ödev Yaptırma, Endüstri Mühendisliği Ödev Yaptırma, Tez Yazdırma, Matlab Ödev Yaptırma, Tez Danışmanlığı, Makale Danışmanlığı, Dış Ticaret ödev YAPTIRMA, Makale YAZDIRMA siteleri, Parayla makale YAZDIRMA, Seo makale fiyatları, Sayfa başı yazı yazma ücreti, İngilizce makale yazdırma, Akademik makale YAZDIRMA, Makale Fiyatları 2022, Makale yazma, Blog Yazdırma, Blog Yazdırmak İstiyorum

Risk Farkı – Epidemiyolojide Biyoistatistiksel Yöntemler – Biyoistatistikler – Epidemiyoloji – Biyoistatistikler Nedir? – İstatistik Fiyatları – Ücretli İstatistik

22 Aralık 2020  İstatistiksel Veri Analizi Hazard ratio nedir Odds ratio Relative risk Rölatif risk hesaplama Rölatif risk yorumlama nedir 0
Bant Genişliği Seçimi – İstatistik Alanları- İstatistik Fiyatları – Ücretli İstatistik – İstatistik Yaptırma

Tüm j için M = μj ise, yani ham ve tabakaya özgü değerlerin tümü eşitse M’nin kesinlikle daraltılabilir olduğu söylenir (belirli bir tabakalaşma için) (Whittemore, 1978; Ducharme ve LePage, 1986; Greenland ve Mickey, 1988). Örneğin, Tablo 2.2 (a) ‘daki olasılık oranı kesinlikle daraltılabilir, ancak Tablo 2.2 (d)’ deki olasılık oranı farklı değildir.

M kesinlikle daraltılabilirse, tanım gereği μj’nin homojen olduğuna dikkat edin. Ortak tabakaya özgü değeri μ ile ifade eden katı daraltılabilirlik, tüm j için M = μ ve μj = μ anlamına gelir. Şimdi gösteriyoruz ki, ancak ve ancak M ortalanabilirse ve μ j homojense, M kesinlikle daraltılabilir. 

burada 􏰀, tanımı gereği, M ile μj’nin ağırlıklı ortalaması arasındaki farktır. M’nin kesinlikle katlanabilir olduğunu varsayalım. Sonra tüm j için M = μ ve μj = μ. Bunu izleyen μ = μ + 􏰀 ve dolayısıyla 􏰀 = 0; yani, M ortalanabilir. Tersine, M’nin wj ağırlıklarıyla ortalanabilir olduğunu ve tüm j için μj = μ olduğunu varsayalım. O zaman ve böylece M kesinlikle katlanabilir.

Simpson’ın paradoksunun ortaya çıkmamasını sağlamakla ilgili olarak, yukarıdaki sonuçlar, risk farkı, risk oranı ve risk farkının ortalanabilir olduğunu garanti etmek için yeterli koşulları aradığımızı göstermektedir. Bu tür koşullar Kupper ve diğerleri tarafından rapor edilmiştir. 

Tablo 2.3 (a) ve 2.3 (b), bir J (2 × 2) tablo setinin j. Tabakası için gözlemlenen sayıları ve “beklenen değerleri” verir. Belirleyici bir model varsaydığımız için, her hücre için gözlemlenen sayı ve beklenen değer yalnızca aynı miktara atıfta bulunmanın farklı yollarıdır, ancak alternatif gösterim ve terminoloji uygundur.

Daha sonra p1j, takip başlangıcında j. Tabakadaki maruz kalan kohortun oranıdır ve p2 j, maruz kalmayan kohort için karşılık gelen orandır. Başka bir deyişle, p1 j ve p2 j, sırasıyla maruz kalan ve maruz kalmayan kohortlarda F’nin dağılımını verir.

Rölatif risk yorumlama
Tahmini Rölatif risk Nedir
Rölatif risk hesaplama
Relative risk
Odds oranı pdf
Odds ratio
Odds ratio güven aralığı
Hazard ratio nedir

Risk Farkı

J. Tabaka için risk farkı δj = π1j – π2j olarak tanımlanmıştır. (2.4) ve (2.5) ‘den şu sonuç çıkar:

Bu durumda RD, p1 j ağırlıkları ile ortalanabilir. Aşağıdaki koşulların her biri (2.7) ‘nin doğru olduğundan emin olmak için yeterlidir:

  • (i) π2j = π2 tüm j için.
  • (ii) j için p1j = p2j.

Yani, koşul (i) veya koşul (ii) karşılanırsa, RD ortalanabilirdir. Durum (i), maruz kalmayan popülasyonda hastalık olasılığının F’nin katmanları arasında aynı olduğunu söyler. Diğer bir deyişle, F, maruz kalmayan popülasyondaki hastalık için bir risk faktörü değildir.

Π2 j’nin tümü eşitse, ortak değerlerinin (2.5) ‘den görülebileceği gibi 2 olduğuna dikkat edin. Koşul (ii), F’nin maruz kalan ve maruz kalmayan popülasyonlarda aynı dağılıma sahip olduğunu söylüyor. Diğer bir deyişle, F, popülasyondaki maruziyet ile ilişkili değildir. (İ) ve (ii) koşullarının, izlemenin başlangıcındaki kohorta atıfta bulunduğunu unutmayın.

Risk Oranı

Jthstratum için risk oranı ρj = π1j / π2j şeklinde tanımlanır. (2.4) ‘ten π1 = 􏰌Jj = 1 p1jπ2jρj ve böylece bu durumda RR, ağırlıkları p1 j π2 j ile ortalanabilir. (2.10) ‘un (2.7) ile aynı olduğunu ve bu nedenle yukarıdaki (i) ve (ii) koşullarının risk oranı için geçerli olduğunu unutmayın.

Oranlar

Jthstratum için teoddsandodds oranı ω1j = π1j / (1 − π1j), ω2j = π2j / (1 – π2j) ve θj = ω1j / ω2j olarak tanımlanmıştır. 

Durum (iii ′), F’nin hastalığı geliştirmeyen popülasyon üyelerinde maruziyet ile ilişkili olmadığını söylüyor. Bu oldukça alışılmadık durum ancak çalışma tamamlandıktan sonra kurulabilir. Nitekim, durum takip sırasında bir noktada karşılanabilirken başka bir noktada karşılanmayabilir. Hastalık her tabakada ender görülüyorsa – yani π1 j ve π2 j tüm j için küçükse – o zaman (iii) durumu (ii) ile yaklaşık olarak aynıdır.

Oran Oranının Tuhaf Bir Özelliği

Tablo 2.2 (d) ile bağlantılı olarak, homojenliğin olup olmadığına ilişkin kararın, söz konusu etkinin ölçüsüne bağlı olduğu belirtilmiştir. Homojenlik mevcut olduğunda δj, ρj ve θj’nin ortak değerlerini sırasıyla δ, ρ ve θ ile ifade ederiz.

Hem risk farkının hem de risk oranının homojen olduğunu varsayalım; thatis, δj = δveρj = ρforall j.O zaman = π1j −π2j = ρπ2j −π2j andso π2 j = δ / (ρ – 1) hepsi j için. Bu nedenle, π2 j’nin tümü eşittir ve sonuç olarak (i) koşulu sağlanır; yani, F bir risk faktörü değildir.

Başlangıç ​​noktası risk oranı ve olasılık oranıysa benzer bir sonuca varılır, ancak risk farkı ve olasılık oranıyla başlarsak ulaşılmaz. İkinci bulgunun açıklaması, tüm j için δj = δ ve θj = θ olduğunda, birden fazla π2 j değerini mümkün kılan ikinci dereceden bir denklemin ortaya çıkmasıdır. Bu, F’nin bir risk faktörü olmasına rağmen hem risk farkı hem de olasılık oranının homojen olduğu Tablo 2.2 (d) ile gösterilmektedir. Bu bölümün geri kalanı için, etki modifikasyonu incelendiğinde ve F bir risk faktörü olduğunda, her bir etki ölçüsünün ayrı ayrı ve sırayla değerlendirildiği varsayılacaktır.

F’nin hastalık için bir risk faktörü olduğunu ve F’nin maruziyetle ilişkili olmadığını varsayalım. Şu an için F’nin risk farkının bir etki değiştiricisi olmadığını da varsayıyoruz. F maruziyetle ilişkili olmadığından, koşul (ii) karşılanır ve bu nedenle RD ortalanabilir. F, risk farkının bir etki değiştiricisi olmadığından, δi homojendir. Bölüm 2.4.1’in başındaki sonuçtan RD’nin kesinlikle RD = δ ile daraltılabilir olduğu sonucu çıkar. Benzer şekilde, F risk oranının bir etki değiştiricisi değilse, RR = ρ olur.

Bununla birlikte, risk farkı ve risk oranının aksine, (ii) koşulu olasılık oranının ortalanabilir olmasını sağlamaz. Bu nedenle, F hastalık için bir risk faktörü olsa bile, F maruziyetle ilişkili değildir ve F bir etki değiştirici değilse, yine de OR = θ olduğu doğru olabilir. Bu, Tablo 2.2 (d) ‘de neden olasılık oranının Simpson’ın paradoksunu sergilediğini, ancak risk farkının göstermediğini açıklar.

 

Bir cevap yazın

E-posta hesabınız yayımlanmayacak.