Posted by on 30 maja 2018

Do obliczenia współczynników zgonów z powodu raka płuc (kody ICD-10 C33-C34 i D02.1-D02.2) i POChP (kod ICD-10 J40-J44) wykorzystano Międzynarodową klasyfikację chorób, 10-ta korekta (ICD-10) . Współczynniki zgonów były oparte na podstawowej przyczynie zgonu w indywidualnych rejestrach zgonów z krajowych statystyk umieralności i danych dotyczących populacji ze spisu powszechnego w USA, zebranych dla tych samych pięcioletnich okresów, co oczekiwana długość życia. Współczynniki zgonów zostały obliczone w 5-letnich grupach wiekowych i zostały zestandaryzowane w zależności od wieku dla populacji amerykańskiej w wieku 2000 lat u osób w wieku 45 lat lub starszych (wskaźniki zgonów z powodu tych chorób są niestabilne wśród młodszych dorosłych, ponieważ występuje tak mała liczba przypadków ). Dodatkowe szacunki zmian w zakresie częstości palenia papierosów uzyskano z ankiet zdrowotnych do wykorzystania w analizach wrażliwości podgrup obszarów metropolitalnych z danymi w obu okresach. Częstość palenia tytoniu wśród dorosłych w obszarach metropolitalnych w latach 1998-2002 można oszacować na 50 z 51 obszarów metropolitalnych z systemu nadzoru behawioralnego ds. Ryzyka (www.cdc.gov/brfss/technical_infodata/surveydata.htm); częstość występowania w latach 1978-1980 można było oszacować dla 24 obszarów metropolitalnych za pomocą danych z National Health Interview Survey (www.cdc.gov/nchs/nhis.htm). Zmiana w częstości palenia została oszacowana dla każdego z 24 obszarów metropolitalnych na podstawie danych z tych źródeł dla obu okresów. Analiza statystyczna
Dla obu okresów 5-letnich wykreślono średnią długość życia względem stężenia PM2,5, a wzrost średniej długości życia z pierwszego okresu do drugiego wykreślono w odniesieniu do zmniejszenia stężenia PM2,5. Przekrojowe modele regresji oszacowano dla obu okresów czasu, a modele regresji pierwszej różnicy oszacowano przez regresję wzrostu oczekiwanej długości życia w stosunku do redukcji monitorowanych stężeń PM2,5. Wrażliwość szacunków dotyczących efektu zanieczyszczenia została zbadana przy użyciu pięciu różnych podejść: w tym kombinacji zmiennych demograficznych, społeczno-ekonomicznych i zastępczych dotyczących rozpowszechnienia palenia w modelach, ograniczając analizę do powiatów o populacji 100 000 lub więcej w 1986 r. lub w 51 największych okręgach w każdym obszarze metropolitalnym, szacując modele regresji ważonej populacją, stratyfikując analizę zgodnie z poziomami zanieczyszczenia od 1979 r. do 1983 r. (w celu oszacowania wpływu poziomów zanieczyszczenia linii odniesienia), w tym bezpośrednio środki zmiany w częstości palenia w podgrupie badanych obszarów z odpowiednimi danymi z badań nad paleniem. Ze względu na możliwość braku niezależności statystycznej między powiatami w tym samym obszarze metropolitalnym, klastry błędów standardowych, które były solidne w odniesieniu do korelacji wewnątrz klastra 25, 26 (zgrupowane w 51 obszarach metropolitalnych) zostały oszacowane dla wszystkich modeli, z wyjątkiem analizy, która obejmuje tylko 51 największych powiatów w każdym obszarze metropolitalnym. Modele oszacowano za pomocą PROC REG i PROC SURVEYREG w SAS, wersja 9.2 (SAS Institute).
Wyniki
Tabela 1. Tabela 1. Charakterystyka podsumowująca analizowanych 217 powiatów
[patrz też: dobry fizjoterapeuta warszawa, agencja statystów, laryngolog wrocław ]

Powiązane tematy z artykułem: agencja statystów dobry fizjoterapeuta warszawa laryngolog wrocław

Posted by on 30 maja 2018

Do obliczenia współczynników zgonów z powodu raka płuc (kody ICD-10 C33-C34 i D02.1-D02.2) i POChP (kod ICD-10 J40-J44) wykorzystano Międzynarodową klasyfikację chorób, 10-ta korekta (ICD-10) . Współczynniki zgonów były oparte na podstawowej przyczynie zgonu w indywidualnych rejestrach zgonów z krajowych statystyk umieralności i danych dotyczących populacji ze spisu powszechnego w USA, zebranych dla tych samych pięcioletnich okresów, co oczekiwana długość życia. Współczynniki zgonów zostały obliczone w 5-letnich grupach wiekowych i zostały zestandaryzowane w zależności od wieku dla populacji amerykańskiej w wieku 2000 lat u osób w wieku 45 lat lub starszych (wskaźniki zgonów z powodu tych chorób są niestabilne wśród młodszych dorosłych, ponieważ występuje tak mała liczba przypadków ). Dodatkowe szacunki zmian w zakresie częstości palenia papierosów uzyskano z ankiet zdrowotnych do wykorzystania w analizach wrażliwości podgrup obszarów metropolitalnych z danymi w obu okresach. Częstość palenia tytoniu wśród dorosłych w obszarach metropolitalnych w latach 1998-2002 można oszacować na 50 z 51 obszarów metropolitalnych z systemu nadzoru behawioralnego ds. Ryzyka (www.cdc.gov/brfss/technical_infodata/surveydata.htm); częstość występowania w latach 1978-1980 można było oszacować dla 24 obszarów metropolitalnych za pomocą danych z National Health Interview Survey (www.cdc.gov/nchs/nhis.htm). Zmiana w częstości palenia została oszacowana dla każdego z 24 obszarów metropolitalnych na podstawie danych z tych źródeł dla obu okresów. Analiza statystyczna
Dla obu okresów 5-letnich wykreślono średnią długość życia względem stężenia PM2,5, a wzrost średniej długości życia z pierwszego okresu do drugiego wykreślono w odniesieniu do zmniejszenia stężenia PM2,5. Przekrojowe modele regresji oszacowano dla obu okresów czasu, a modele regresji pierwszej różnicy oszacowano przez regresję wzrostu oczekiwanej długości życia w stosunku do redukcji monitorowanych stężeń PM2,5. Wrażliwość szacunków dotyczących efektu zanieczyszczenia została zbadana przy użyciu pięciu różnych podejść: w tym kombinacji zmiennych demograficznych, społeczno-ekonomicznych i zastępczych dotyczących rozpowszechnienia palenia w modelach, ograniczając analizę do powiatów o populacji 100 000 lub więcej w 1986 r. lub w 51 największych okręgach w każdym obszarze metropolitalnym, szacując modele regresji ważonej populacją, stratyfikując analizę zgodnie z poziomami zanieczyszczenia od 1979 r. do 1983 r. (w celu oszacowania wpływu poziomów zanieczyszczenia linii odniesienia), w tym bezpośrednio środki zmiany w częstości palenia w podgrupie badanych obszarów z odpowiednimi danymi z badań nad paleniem. Ze względu na możliwość braku niezależności statystycznej między powiatami w tym samym obszarze metropolitalnym, klastry błędów standardowych, które były solidne w odniesieniu do korelacji wewnątrz klastra 25, 26 (zgrupowane w 51 obszarach metropolitalnych) zostały oszacowane dla wszystkich modeli, z wyjątkiem analizy, która obejmuje tylko 51 największych powiatów w każdym obszarze metropolitalnym. Modele oszacowano za pomocą PROC REG i PROC SURVEYREG w SAS, wersja 9.2 (SAS Institute).
Wyniki
Tabela 1. Tabela 1. Charakterystyka podsumowująca analizowanych 217 powiatów
[patrz też: dobry fizjoterapeuta warszawa, agencja statystów, laryngolog wrocław ]

Powiązane tematy z artykułem: agencja statystów dobry fizjoterapeuta warszawa laryngolog wrocław