Ce Qui Cause L’erreur De Niveau Du Taux D’incidence Et Comment Y Remédier Exactement

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    Si vous obtenez le message standard d’erreur de fréquence d’incidence, cet article doit être là pour vous aider.

    incidence rate ratio requirements error

    Rapport de risque

    Pour une étude étudiant les infections microbiennes guéries après une appendicectomie accidentelle, la probabilité réelle d’infection de la plaie pour chaque personne exposée instantanément groupe est estimé en fonction de l’incidence finale. La probabilité relative (ou rapport de cotes) est une manière intuitive de comparer les risques pour 4 collections. Divisez simplement l’incident cumulé ici dans le groupe non protégé par le domino dans le groupe :

    Comment calculez-vous l’erreur standard du rapport des risques ?

    Le risque relatif ou la part du problème est défini comme$$theta=mathrmRR=dfracdfracp_11p_11+p_12dfracp_21p_21+p_22=dfracp_11cdot (p_21+p_22)p_21cdot (p_11+p_12)$$Nous pourrions être comme obtenir la variance liée à $theta$. Version multivariée de sa méthode ou méthode delta :$$mathrmVar(hattheta)approx nabla f(p_11, p_12, p_21, p_22)cdot mathrmCov(p_11, p_12, p_21, p_22)cdot nabla f(p_11, p_12, p_21, p_22)^ J$$Où $nabla$ est définitivement le vecteur de gradient. C’est à dire:$$nabla f(p_11, p_12, p_21, p_22) équivaut à left(fracpartial fpartial,p_11, ldots,fracpartial fpartial,p_22right)$$Nous voulons revenir pour profiter$$mathrmVar(log(mathrmRR))=mathrmVarleft[logleft(fracp_11cdot (p_21+p_22)p_21cdot (p_11+p_12)right)right]$$Considérez la fonction $f$$$f est généralement left[log(p_11) + log(p_21+p_22) – log(p_21) – log(p_11+p_12)right]$$Dégradé $nabla f$$$nabla m est égal à left(fracp_12p_11^2+p_11p_12,-fracp1p_11+p_12,-fracp_22p_21^2+p_21p_22, frac1p_21+p_22right)$$La matrice de variance-covariance pour une sorte de distribution polynomiale utilisant $c=4$ catégories est$$Sigma=frac1nleft(beginarraycccc gauche(1-p_11droite) p_11 & -p_11 p_12 & -p_11 p_21 & -p_11 p_22 n -p_11 p_12 & left(1-p_12right) p_12 & -p_12 p_21 & -p_12 p_22 n -p_11 p_21 & -p_12 p_21 & left(1-p_21right) p_21 & -p_21 p_22 n -p_11 p_22 & -p_12 p_22 & -p_21 p_22 & gauche(1-p_22droite) p_22 nendarrayDroit)$$Alors $nabla f,Sigma$ vaut$$nabla f,Sigma=frac1ntimes left[fracp_12p_11+p_12, -fracp_12p_11+p_12, -fracp_22p_21+p_22, fracp_22p_21+p_22right]$$Maintenant, nous devons exécuter $(nabla f,Sigma)times nabla f^T$ qui est toujours le même :$$(nabla f,Sigma)times nabla f^T=frac1ntimes left[-frac1p_11+p_12+frac1p_21-frac1p_21+p_22+frac1p_11right]$$Remplacer MLE par $widehap_ij=n_ij/n$ donne finalement$$widehatmathrmVar(log(mathrmRR)=left(frac1n_11+frac1n_21right)-left(frac1n_11+n_12+frac1n_21+n_22right)$$Donc, juste quelques erreurs standard approximatives pour les opportunités relatives sur une échelle logarithmique$$widehatmathrmSE(log(mathrmRR)=sqrtwidehatmathrmVar(log(mathrmRR)=sqrtleft(frac1n_11+frac1n_21right)-left(frac1n_11+n_12+frac1n_21+n_22 Droit)$$Ainsi, un grand intervalle de confiance approximatif à deux côtés de la valeur $alpha$ pour le risque de la belle-sœur est approximativement sur l’échelle du logiciel$$mathrmCI=exp(log(mathrmRR)pm z_1-alpha/2times mathrmSE(log(mathrmRR))$$

    Erreurs standard non affectées

    Odds ratio (OR), coefficient risque/sécurité (HR), taux d’incidence (IRR), mais aussi les pourcentages de risque relatif (RRR) sont des transformations complètement unidimensionnelles beaucoup de bêtas supposés pour la logistique, atteindre et logistique polynomiale des modèles. Utilisez le rapport de cotes comme exemple le plus élevé de chaque facteur b dont disposent les générations de la grande majorité.

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    Les données 1 montrent généralement les paramètres et leurs idéaux assignés utilisés pour simuler les données. Les données sont dérivées de la distribution de Poisson en utilisant uniquement l’équation. 7. La simulation à partir de γint d’un individu est fixée dans log(0,2)=∆1,609, ce qui signifie que le nombre d’événements par téléphone horaire dans ce groupe d’intervention est devenu 80 % inférieur à celui du cercle de contrôle. Les valeurs utilisées pour obtenir chacun de nos temps étaient des valeurs entières tirées totalement de la distribution uniforme. Dans le par exemple, la période de contrôle variait de 2 à 10 ans ; dans la catégorie médiation, il variait de deux à vous aider plusieurs années. Cela imitait souvent les études sur le suicide pré-intervention et post-intervention discutées beaucoup plus tôt, qui avaient tendance à fournir plus de documents avant l’intervention qu’après l’intervention aujourd’hui.

    Le rapport en pourcentage est-il le même que le taux de prévalence ?

    En épidémiologie, le rapport de fréquence, appelé que ce rapport de densité d’incidence, également connu sous le nom de rapport d’incidence, est un calcul de comparaison de différence qui était auparavant détenu pour comparer la plupart des taux d’incidence se manifestant à un moment donné.

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    Incidence Rate Ratio Standard Error
    Коэффициент заболеваемости Стандартная ошибка
    Błąd Standardowy Współczynnika Zachorowalności
    Incidentiepercentage Standaardfout
    Inzidenzratenverhältnis Standardfehler
    Erro Padrão Da Taxa De Incidência
    Errore Standard Del Rapporto Tasso Di Incidenza
    Incidensfrekvensförhållande Standardfel
    발생률 비율 표준 오차
    Tasa De Incidencia Razón Error Estándar

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