- ข้อความ
- ประวัติศาสตร์
Univariate multi-level odds ratios
Univariate multi-level odds ratios were calculated to show crude associations of all variables with each outcome. To test our hypothesis, we used the following models. To distinguish the individual-level compositional effect and community-level contextual effect of social capital on outcomes, individual- and community-level social capital variables were separately added into the models. Model 1 was used to assess the association between outcomes and income inequality (Gini coefficient), adjusted for sex, age, marital status, educational attainment, smoking status, indi- vidual- and community-level income. In Model 2, to check the attenuation of the association between Gini and outcome by community-level structural social capital, we added community- level volunteering. In Model 3, to check on the attenuation of the association between Gini and outcome by both individual- and community-level structural social capital, individual-level volun- teering was added to Model 2. Model 4 was similar to Model 1 but additionally adjusted for community-level trust to assess whether community-level cognitive social capital attenuates the association between outcomes and income inequality. In Model 5, to check the attenuation of the association between Gini and outcome by both individual- and community-level cognitive social capital, individual-level trust was added to the Model 4. In Models 3 and 5, individual-level volunteering and trust were centered around the local district mean to make them orthogonal, thus addressing the issue of collinearity between individual- and community-level social capital indicators (Kawachi et al., 2008).
Parameters were estimated using Markov Chain Monte Carlo methods with chain length 50,000 burn in 5000. We calculated median odds ratios (MORs) to evaluate the community-level vari- ances in different outcomes (Merlo et al., 2006). If the median odds ratio is 1, there is no variation between communities. If there is a substantial community-level variation, the median odds ratio will be large. The measure is directly comparable with fixed-effects odds ratios. The Deviance Information Criterion was used to compare the goodness-of-fit of each model.
Results
Table 1 shows the demographic distribution and univariate association between self-rated health, number of remaining teeth and covariates. Communities with higher income inequality had increased risks of poor self-rated health (OR ¼ 1.39) and poor dental status (OR ¼ 1.86). Community level mistrust was not significantly associated with self-rated health and dental status. Communities with higher levels of non-volunteering had increased risks of poor self-rated health (OR ¼ 1.57) and poor dental status (OR ¼ 1.42). Individual subjects reporting mistrust and who were non-volunteers had relatively poor self-rated health (OR ¼ 1.94 and OR ¼ 1.95, respectively) and poor dental status (OR ¼ 1.52 and OR ¼ 1.58, respectively).
There were variations in self-rated health and dental status between communities in the intercept-only models (community- level variance (SE); 0.018 (0.017) for self-rated health and 0.037 (0.026) for dental status), which showed pure community-level variations in the outcomes. Variation of dental status between communities was larger than that for self-rated health (MOR ¼ 1.20, 95% CI ¼ 1.05e1.35 and MOR ¼ 1.14, 95% CI ¼ 1.03e1.27, respectively). These figures indicated that if a person moved to another area with a higher probability of poor dental status, their median risk of poor dental status would increase by 1.20 times; similarly, if a person moved to an area with a higher probability of poor self-rated health, their median risk of poor self-rated health would increase by 1.14 times.
Variations in dental status between communities were substantially explained by the Gini coefficient. When Gini coefficient was added into the intercept-only model the median odds ratio for number of remaining teeth was reduced by 50% (MOR ¼ 1.10, 95% CI ¼ 1.02e1.22). On the other hand, the median odds ratio associated with self-rated health did not substantially change (MOR ¼ 1.12, 95% CI ¼ 1.03e1.23).
Table 2 shows the multivariate association with self-rated health and explanatory variables. After adjusting for sex, age, marital status, educational attainment, individual- and community-level equivalent income and smoking status, the multi-level odds ratio of Gini coefficient for poor self-rated health attenuated by 35.9% (from 1.39 to 1.25) and became non-significant (Model 1). After community-level non-volunteering was added to the model (Model 2), the odds ratio of income inequality was attenuated by
16.0% (OR ¼ 1.21). When individual-level volunteering was also controlled for, the odds ratio of income inequality remained unchanged (Model 3). Individual- and community-level mistrust did not attenuate the association between income inequality and self-rated health (Models 4 and 5).
Table 3 shows the multivariate association for dental status and predictors. After adjusting for all covariates, higher income inequality was still associated with poor dental status (OR ¼ 1.54). Individual and community-level non-volunteering and mistrust did not substantially reduce the odds ratio of Gini coefficient, Deviance Information Criterion and median odds ratio (Models 2e5).
Parameters were estimated using Markov Chain Monte Carlo methods with chain length 50,000 burn in 5000. We calculated median odds ratios (MORs) to evaluate the community-level vari- ances in different outcomes (Merlo et al., 2006). If the median odds ratio is 1, there is no variation between communities. If there is a substantial community-level variation, the median odds ratio will be large. The measure is directly comparable with fixed-effects odds ratios. The Deviance Information Criterion was used to compare the goodness-of-fit of each model.
Results
Table 1 shows the demographic distribution and univariate association between self-rated health, number of remaining teeth and covariates. Communities with higher income inequality had increased risks of poor self-rated health (OR ¼ 1.39) and poor dental status (OR ¼ 1.86). Community level mistrust was not significantly associated with self-rated health and dental status. Communities with higher levels of non-volunteering had increased risks of poor self-rated health (OR ¼ 1.57) and poor dental status (OR ¼ 1.42). Individual subjects reporting mistrust and who were non-volunteers had relatively poor self-rated health (OR ¼ 1.94 and OR ¼ 1.95, respectively) and poor dental status (OR ¼ 1.52 and OR ¼ 1.58, respectively).
There were variations in self-rated health and dental status between communities in the intercept-only models (community- level variance (SE); 0.018 (0.017) for self-rated health and 0.037 (0.026) for dental status), which showed pure community-level variations in the outcomes. Variation of dental status between communities was larger than that for self-rated health (MOR ¼ 1.20, 95% CI ¼ 1.05e1.35 and MOR ¼ 1.14, 95% CI ¼ 1.03e1.27, respectively). These figures indicated that if a person moved to another area with a higher probability of poor dental status, their median risk of poor dental status would increase by 1.20 times; similarly, if a person moved to an area with a higher probability of poor self-rated health, their median risk of poor self-rated health would increase by 1.14 times.
Variations in dental status between communities were substantially explained by the Gini coefficient. When Gini coefficient was added into the intercept-only model the median odds ratio for number of remaining teeth was reduced by 50% (MOR ¼ 1.10, 95% CI ¼ 1.02e1.22). On the other hand, the median odds ratio associated with self-rated health did not substantially change (MOR ¼ 1.12, 95% CI ¼ 1.03e1.23).
Table 2 shows the multivariate association with self-rated health and explanatory variables. After adjusting for sex, age, marital status, educational attainment, individual- and community-level equivalent income and smoking status, the multi-level odds ratio of Gini coefficient for poor self-rated health attenuated by 35.9% (from 1.39 to 1.25) and became non-significant (Model 1). After community-level non-volunteering was added to the model (Model 2), the odds ratio of income inequality was attenuated by
16.0% (OR ¼ 1.21). When individual-level volunteering was also controlled for, the odds ratio of income inequality remained unchanged (Model 3). Individual- and community-level mistrust did not attenuate the association between income inequality and self-rated health (Models 4 and 5).
Table 3 shows the multivariate association for dental status and predictors. After adjusting for all covariates, higher income inequality was still associated with poor dental status (OR ¼ 1.54). Individual and community-level non-volunteering and mistrust did not substantially reduce the odds ratio of Gini coefficient, Deviance Information Criterion and median odds ratio (Models 2e5).
0/5000
มีคำนวณอัตราส่วนอย่างไร Univariate หลายระดับราคาเพื่อแสดงความสัมพันธ์ของดิบของตัวแปรทั้งหมดด้วยผลลัพธ์ของแต่ละ การทดสอบสมมติฐานของเรา เราใช้รูปแบบต่อไปนี้ เพื่อแยกผล compositional ระดับบุคคลและระดับชุมชนตามบริบทผลของทุนทางสังคมผล บุคคล และชุมชนระดับตัวแปรทุนทางสังคมถูกแยกเข้ารูปแบบ รุ่น 1 ที่ใช้ประเมินความสัมพันธ์ระหว่างผลลัพธ์และความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ (Gini coefficient), การปรับปรุงสำหรับเพศ อายุ สถานภาพ โดยศึกษา สถานะการสูบบุหรี่ indi vidual และชุมชนระดับรายได้ ในรุ่น 2 การตรวจสอบค่าลดทอนของสัมพันธ์ระหว่าง Gini ผล โดยชุมชนระดับโครงสร้างสังคมเมืองหลวง เราเพิ่มระดับชุมชนอาสาสมัคร ใน 3 รูปแบบ การตรวจสอบค่าลดทอนของสัมพันธ์ระหว่าง Gini และผล โดยทั้งบุคคล และชุมชนระดับโครงสร้างสังคมเมืองหลวง บุคคลระดับ volun-teering มีเพิ่มรุ่น 2 รุ่น 4 ไม่เหมือนกับรุ่น 1 แต่ปรับปรุงนอกจากนี้สำหรับความน่าเชื่อถือในระดับชุมชนเพื่อประเมินว่าความสัมพันธ์ระหว่างผลลัพธ์และความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ attenuates ระดับชุมชนทุนทางสังคมรับรู้ ในรุ่น 5 การตรวจสอบค่าลดทอนของสัมพันธ์ระหว่าง Gini และผล โดยทั้งบุคคล และชุมชนระดับรับรู้สังคมเมืองหลวง บุคคลระดับความน่าเชื่อถือถูกเพิ่ม 4 รุ่น ในรุ่น 3 และ 5 ระดับบุคคลอาสาสมัครและความน่าเชื่อถือถูกแปลกสถานหมายความว่าอำเภอท้องถิ่นให้ orthogonal จึง จัดการกับปัญหาภาวะร่วมเส้นตรงระหว่างบุคคล และชุมชนระดับสังคมทุนตัวบ่งชี้ (Kawachi et al., 2008)พารามิเตอร์ถูกประเมินโดยใช้วิธี Markov โซ่มอน Carlo กับโซ่ยาวเขียน 50000 ใน 5000 เราคำนวณอัตราราคามัธยฐาน (MORs) ประเมินวารี-ances ระดับชุมชนในผลลัพธ์ต่าง ๆ (Merlo et al., 2006) ถ้าอัตราส่วนราคามัธยฐานคือ 1 มีการเปลี่ยนแปลงระหว่างชุมชน ถ้ามีการเปลี่ยนแปลงระดับชุมชนพบ อัตราส่วนราคามัธยฐานจะมีขนาดใหญ่ การวัดเปรียบเทียบโดยตรงกับอัตราส่วนราคา fixed ผลได้ Deviance ข้อมูลเงื่อนไขที่ใช้เปรียบเทียบความดีของ-fit ของแต่ละรุ่นผลลัพธ์ตารางที่ 1 แสดงการกระจายประชากรและสัมพันธ์อย่างไร univariate ระหว่างสุขภาพตนเองได้รับคะแนน จำนวนฟันที่เหลือและ covariates ชุมชนกับความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ที่สูงก็เพิ่มความเสี่ยงของคนจนตนเองได้คะแนนสุขภาพ (หรือ¼ 1.39) และสถานะทันตกรรมไม่ดี (หรือ¼ 1.86) ชุมชนระดับ mistrust ไม่ significantly ที่เกี่ยวข้องกับสถานะทันตกรรมและสุขภาพตนเองได้รับคะแนน ชุมชนกับระดับสูงไม่ใช่อาสาสมัครได้เพิ่มความเสี่ยงของคนจนตนเองคะแนนสุขภาพ (หรือ¼ 1.57) และสถานะทันตกรรมไม่ดี (หรือ¼ 1.42) แต่ละหัวข้อรายงาน mistrust และผู้ไม่ใช่อาสาสมัครมีสุขภาพตนเองได้รับคะแนนค่อนข้าง (หรือ¼ 1.94 และหรือ¼ 1.95 ตามลำดับ) และสถานะสุขภาพฟันไม่ดี (หรือ¼ 1.52 และหรือ¼ 1.58 ตามลำดับ)มีความแตกต่างได้รับคะแนนตนเองสุขภาพและทันตกรรมสถานะระหว่างชุมชนในรูปแบบจุดตัดแกนเดียว (ต่างระดับชุมชน (SE) 0.018 (0.017) ดูแลสุขภาพด้วยตนเองได้รับคะแนนและ 0.037 (0.026) สถานะทันตกรรม), ซึ่งแสดงให้เห็นรูปแบบระดับชุมชนบริสุทธิ์ในผล เปลี่ยนแปลงสถานะฟันระหว่างชุมชนได้มากกว่าที่ดูแลสุขภาพตนเองได้รับคะแนน (MOR ¼ 1.20, 95% CI ¼ 1.05e1.35 และ MOR ¼ 1.14, 95% CI ¼ 1.03e1.27 ตามลำดับ) figures เหล่านี้ระบุว่า ถ้าผู้ถูกย้ายไปยังพื้นที่อื่นกับความสูงของสถานะสุขภาพฟันไม่ดี ความเสี่ยงมัธยฐานของสถานะสุขภาพฟันไม่ดีจะเพิ่ม โดยเวลา 1.20 ในทำนองเดียวกัน ถ้าคนย้ายไปยังพื้นที่มีความสูงของสุขภาพตนเองได้รับคะแนน ความเสี่ยงสุขภาพตนเองได้รับคะแนนมัธยฐานจะเพิ่ม โดย 1.14 ครั้งในสถานะฟันระหว่างชุมชนถูกอธิบาย โดย Gini coefficient มาก เมื่อ Gini coefficient เพิ่มเป็นแบบจุดตัดแกนเดียวอัตราราคามัธยฐานสำหรับจำนวนฟันที่เหลือถูกลด 50% (MOR ¼ 1.10, 95% CI ¼ 1.02e1.22) บนมืออื่น ๆ อัตราส่วนราคามัธยฐานที่เกี่ยวข้องกับสุขภาพตนเองได้รับคะแนนไม่มากเปลี่ยน (MOR ¼ 1.12, 95% CI ¼ 1.03e1.23)ตารางที่ 2 แสดงความสัมพันธ์ตัวแปรพหุกับสุขภาพตนเองได้รับการจัดอันดับและตัวแปรอธิบาย หลังจากปรับเพศ อายุ สถานภาพ สำเร็จการศึกษา รายได้เทียบเท่าบุคคล และชุมชนระดับ และสถานะการสูบบุหรี่ อัตราส่วนหลายระดับราคาของ Gini coefficient สำหรับคนจนตนเองคะแนนสุขภาพไฟฟ้าเคร... 35.9% (จาก 1.39 ไป 1.25) และกลายเป็น ไม่ใช่ข่าวลือ significant (รุ่น 1) หลังจากระดับชุมชนไม่ใช่อาสาสมัครเพิ่มรุ่น (รุ่น 2), อัตราส่วนราคาของความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ถูกไฟฟ้าเคร...โดย16.0% (หรือ¼ 1.21) เมื่ออาสาสมัครแต่ละระดับยังควบคุมการ อัตราส่วนราคาของความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ยังคง ไม่เปลี่ยนแปลง (รุ่น 3) บุคคล และชุมชนระดับ mistrust ทำ attenuate ความสัมพันธ์ระหว่างความไม่เท่าเทียมกันของรายได้และสุขภาพตนเองได้รับคะแนน (รุ่น 4 และ 5)ตาราง 3 แสดงความสัมพันธ์ตัวแปรพหุสถานะทันตกรรมและ predictors หลังจากการปรับปรุงสำหรับทั้งหมด covariates ความไม่เท่าเทียมกันของรายได้สูงยังเกี่ยวข้องกับสถานะดีทันตกรรม (หรือ¼ 1.54) แต่ละคน และ ระดับชุมชนโนนอาสาสมัครและ mistrust ได้ไม่มากลดอัตราส่วนราคาของ Gini coefficient, Deviance ข้อมูลเกณฑ์ และมัธยฐานราคาอัตราส่วน (รุ่น 2e5)
การแปล กรุณารอสักครู่..
univariate หลายระดับอัตราส่วนราคาต่อรองจะถูกคำนวณเพื่อแสดงให้เห็นความสัมพันธ์ของดิบของตัวแปรที่มีผลแต่ละ เพื่อทดสอบสมมติฐานของเราที่เราใช้ในรุ่นต่อไปนี้ แยกแยะความแตกต่างของแต่ละบุคคลระดับผล compositional และระดับชุมชนผลตามบริบทของทุนทางสังคมที่มีผลชุมชนระดับ individual- และตัวแปรทุนทางสังคมที่เพิ่มขึ้นแยกต่างหากในรูปแบบ รุ่น 1 ถูกใช้ในการประเมินความสัมพันธ์ระหว่างผลและความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ (Gini COEF ไฟเพียงพอ) ปรับเพศอายุสถานภาพสมรสระดับการศึกษาสถานภาพการสูบบุหรี่ vidual- แสดงให้และรายได้ในระดับชุมชน ในรุ่น 2 เพื่อตรวจสอบการลดทอนความสัมพันธ์ระหว่าง Gini และผลโดยชุมชนระดับทุนทางสังคมของโครงสร้างที่เรามาเป็นอาสาสมัครในระดับชุมชน ในรุ่น 3 เพื่อตรวจสอบเกี่ยวกับการลดทอนความสัมพันธ์ระหว่าง Gini และผลโดยทั้งสอง individual- และระดับชุมชนทุนทางสังคมโครงสร้างแต่ละระดับ teering volun- ถูกเพิ่มเข้าไปในแบบจำลอง 2 รุ่น 4 มีความคล้ายคลึงกับรูปแบบที่ 1 แต่ยังตั้งค่า สำหรับชุมชนระดับความไว้วางใจในการประเมินไม่ว่าจะเป็นในระดับชุมชนทุนทางสังคมองค์ความรู้ลดทอนความสัมพันธ์ระหว่างผลลัพธ์และความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ ในรุ่นที่ 5 เพื่อตรวจสอบการลดทอนความสัมพันธ์ระหว่าง Gini และผลโดยทั้งสอง individual- และชุมชนระดับองค์ความรู้ทุนทางสังคมในระดับบุคคลที่ไว้วางใจถูกบันทึกอยู่ในรุ่น 4 ในรุ่น 3 และ 5, อาสาสมัครแต่ละระดับและความไว้วางใจ มีศูนย์กลางรอบอำเภอท้องถิ่นหมายความว่าจะทำให้พวกเขาตั้งฉากจึงอยู่ปัญหาของ collinearity ระหว่าง individual- และระดับชุมชนตัวชี้วัดทุนทางสังคม (Kawachi et al., 2008)
พารามิเตอร์ที่ประมาณโดยใช้มาร์คอฟโซ่วิธีมอนติคาร์ที่มีความยาวโซ่ 50,000 เผาใน 5000 เราคำนวณอัตราส่วนราคาต่อรองค่ามัธยฐาน (Mors) เพื่อประเมิน ances ตัวแปรระดับชุมชนในผลลัพธ์ที่แตกต่างกัน (Merlo et al., 2006) ถ้าอัตราส่วนราคาเฉลี่ยอยู่ที่ 1 มีความแตกต่างระหว่างชุมชนไม่มี หากมีการเปลี่ยนแปลงในระดับชุมชนมากอัตราส่วนราคาเฉลี่ยจะมีขนาดใหญ่ วัดเทียบโดยตรงกับคงที่ผลการต่อรองอัตราส่วน อันซ์ข้อมูลเกณฑ์ถูกใช้ในการเปรียบเทียบความดี -of-เสื้อสายของแต่ละรุ่นผลตารางที่ 1 แสดงการกระจายของประชากรและความสัมพันธ์ระหว่างสุขภาพ univariate ตนเองการจัดอันดับจำนวนฟันที่เหลืออยู่และตัวแปร ชุมชนที่มีความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ที่สูงขึ้นได้เพิ่มความเสี่ยงของสุขภาพที่ไม่ดีของตัวเองรับการจัดอันดับ (หรือ¼ 1.39) และสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.86) ความไม่ไว้วางใจในระดับชุมชนไม่ได้อย่างมีนัยสำคัญที่เกี่ยวข้องกับสุขภาพตนเองการจัดอันดับและสถานะทางทันตกรรม ชุมชนที่มีระดับที่สูงขึ้นจากการไม่เป็นอาสาสมัคร-ได้เพิ่มขึ้นความเสี่ยงของสุขภาพที่ไม่ดีของตัวเองรับการจัดอันดับ (หรือ¼ 1.57) และสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.42) แต่ละวิชารายงานความไม่ไว้วางใจและผู้ที่เป็นอาสาสมัครที่ไม่ได้มีสุขภาพตนเองการจัดอันดับค่อนข้างยากจน (หรือ¼ 1.94 และ¼หรือ 1.95 ตามลำดับ) และสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.52 และ¼หรือ 1.58 ตามลำดับ) มีการเปลี่ยนแปลงในตัวเองได้ การประเมินสุขภาพและสถานะทางทันตกรรมระหว่างชุมชนในรูปแบบการตัดอย่างเดียว (ความแปรปรวนในระดับชุมชน (SE) 0.018 (0.017) สำหรับสุขภาพตนเองการจัดอันดับและ 0.037 (0.026) สำหรับสถานะทันตกรรม) ซึ่งแสดงให้เห็นการเปลี่ยนแปลงในระดับชุมชนบริสุทธิ์ ผลลัพธ์ที่ การเปลี่ยนแปลงของสถานะทางทันตกรรมระหว่างชุมชนมีขนาดใหญ่กว่าที่สุขภาพตนเองการจัดอันดับ (MOR ¼ 1.20, 95% CI ¼ 1.05e1.35 และ MOR ¼ 1.14, 95% CI ¼ 1.03e1.27 ตามลำดับ) Gures ไฟเหล่านี้ชี้ให้เห็นว่าถ้าเป็นคนที่ย้ายไปอยู่ในพื้นที่ที่มีความน่าจะเป็นสูงขึ้นของสถานะทางทันตกรรมที่น่าสงสารอีกความเสี่ยงเฉลี่ยของสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดีจะเพิ่มขึ้น 1.20 เท่า; กันถ้าเป็นคนที่ย้ายไปอยู่พื้นที่ที่มีความน่าจะเป็นสูงขึ้นของสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดีมีความเสี่ยงเฉลี่ยของสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดีจะเพิ่มขึ้น 1.14 เท่าการเปลี่ยนแปลงในสถานะการทันตกรรมระหว่างชุมชนได้รับการอธิบายอย่างมากจากไฟ COEF Gini เพียงพอ เมื่อ Gini COEF ไฟเพียงพอถูกเพิ่มเข้าไปในการสกัดกั้นเพียงรูปแบบอัตราส่วนเฉลี่ยของจำนวนฟันที่เหลือได้รับการลดลง 50% (MOR ¼ 1.10, 95% CI ¼ 1.02e1.22) ในขณะที่อัตราส่วนราคาต่อรองได้เฉลี่ยที่เกี่ยวข้องกับสุขภาพตนเองการจัดอันดับไม่ได้เปลี่ยนแปลงอย่างมีนัยสำคัญ (MOR ¼ 1.12, 95% CI ¼ 1.03e1.23) ตารางที่ 2 แสดงให้เห็นถึงการเชื่อมโยงหลายตัวแปรที่มีสุขภาพตนเองการจัดอันดับและตัวแปรอธิบาย หลังจากที่ปรับตามเพศอายุสถานภาพสมรสระดับการศึกษา individual- และระดับชุมชนมีรายได้เทียบเท่าและสถานะการสูบบุหรี่อัตราส่วนราคาต่อรองหลายระดับของ Gini COEF ไฟเพียงพอสำหรับสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดีลดลง 35.9% (1.39-1.25) และกลายเป็นที่ไม่นัยสำคัญไฟลาดเท (รุ่น 1) หลังจากที่ระดับชุมชนที่ไม่ได้เป็นอาสาสมัครถูกเพิ่มเข้ามาในรูปแบบ (รุ่น 2) อัตราส่วนราคาต่อรองที่ไม่เท่าเทียมกันของรายได้ที่จะถูกยับยั้งโดย16.0% (หรือ¼ 1.21) เมื่ออาสาสมัครแต่ละระดับถูกควบคุมยังสำหรับอัตราส่วนราคาต่อรองที่ไม่เท่าเทียมกันของรายได้ยังคงไม่เปลี่ยนแปลง (รุ่น 3) Individual- ชุมชนและระดับความไม่ไว้วางใจไม่ได้เจือจางความสัมพันธ์ระหว่างความไม่เท่าเทียมกันของรายได้และการจัดอันดับสุขภาพ (รุ่นที่ 4 และ 5) ตารางที่ 3 แสดงให้เห็นถึงการเชื่อมโยงหลายตัวแปรสำหรับสถานะทันตกรรมและการพยากรณ์ หลังจากที่ปรับค่าตัวแปรทั้งหมดไม่เท่าเทียมกันทางรายได้สูงยังคงเกี่ยวข้องกับสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.54) บุคคลและชุมชนในระดับที่ไม่เป็นอาสาสมัครและความไม่ไว้วางใจไม่ได้ลดอัตราส่วนราคาต่อรองของ Gini COEF ไฟเพียงพอ, อันซ์ข้อมูลเกณฑ์และอัตราการต่อรองค่ามัธยฐาน (รุ่น 2E5)
พารามิเตอร์ที่ประมาณโดยใช้มาร์คอฟโซ่วิธีมอนติคาร์ที่มีความยาวโซ่ 50,000 เผาใน 5000 เราคำนวณอัตราส่วนราคาต่อรองค่ามัธยฐาน (Mors) เพื่อประเมิน ances ตัวแปรระดับชุมชนในผลลัพธ์ที่แตกต่างกัน (Merlo et al., 2006) ถ้าอัตราส่วนราคาเฉลี่ยอยู่ที่ 1 มีความแตกต่างระหว่างชุมชนไม่มี หากมีการเปลี่ยนแปลงในระดับชุมชนมากอัตราส่วนราคาเฉลี่ยจะมีขนาดใหญ่ วัดเทียบโดยตรงกับคงที่ผลการต่อรองอัตราส่วน อันซ์ข้อมูลเกณฑ์ถูกใช้ในการเปรียบเทียบความดี -of-เสื้อสายของแต่ละรุ่นผลตารางที่ 1 แสดงการกระจายของประชากรและความสัมพันธ์ระหว่างสุขภาพ univariate ตนเองการจัดอันดับจำนวนฟันที่เหลืออยู่และตัวแปร ชุมชนที่มีความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ที่สูงขึ้นได้เพิ่มความเสี่ยงของสุขภาพที่ไม่ดีของตัวเองรับการจัดอันดับ (หรือ¼ 1.39) และสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.86) ความไม่ไว้วางใจในระดับชุมชนไม่ได้อย่างมีนัยสำคัญที่เกี่ยวข้องกับสุขภาพตนเองการจัดอันดับและสถานะทางทันตกรรม ชุมชนที่มีระดับที่สูงขึ้นจากการไม่เป็นอาสาสมัคร-ได้เพิ่มขึ้นความเสี่ยงของสุขภาพที่ไม่ดีของตัวเองรับการจัดอันดับ (หรือ¼ 1.57) และสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.42) แต่ละวิชารายงานความไม่ไว้วางใจและผู้ที่เป็นอาสาสมัครที่ไม่ได้มีสุขภาพตนเองการจัดอันดับค่อนข้างยากจน (หรือ¼ 1.94 และ¼หรือ 1.95 ตามลำดับ) และสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.52 และ¼หรือ 1.58 ตามลำดับ) มีการเปลี่ยนแปลงในตัวเองได้ การประเมินสุขภาพและสถานะทางทันตกรรมระหว่างชุมชนในรูปแบบการตัดอย่างเดียว (ความแปรปรวนในระดับชุมชน (SE) 0.018 (0.017) สำหรับสุขภาพตนเองการจัดอันดับและ 0.037 (0.026) สำหรับสถานะทันตกรรม) ซึ่งแสดงให้เห็นการเปลี่ยนแปลงในระดับชุมชนบริสุทธิ์ ผลลัพธ์ที่ การเปลี่ยนแปลงของสถานะทางทันตกรรมระหว่างชุมชนมีขนาดใหญ่กว่าที่สุขภาพตนเองการจัดอันดับ (MOR ¼ 1.20, 95% CI ¼ 1.05e1.35 และ MOR ¼ 1.14, 95% CI ¼ 1.03e1.27 ตามลำดับ) Gures ไฟเหล่านี้ชี้ให้เห็นว่าถ้าเป็นคนที่ย้ายไปอยู่ในพื้นที่ที่มีความน่าจะเป็นสูงขึ้นของสถานะทางทันตกรรมที่น่าสงสารอีกความเสี่ยงเฉลี่ยของสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดีจะเพิ่มขึ้น 1.20 เท่า; กันถ้าเป็นคนที่ย้ายไปอยู่พื้นที่ที่มีความน่าจะเป็นสูงขึ้นของสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดีมีความเสี่ยงเฉลี่ยของสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดีจะเพิ่มขึ้น 1.14 เท่าการเปลี่ยนแปลงในสถานะการทันตกรรมระหว่างชุมชนได้รับการอธิบายอย่างมากจากไฟ COEF Gini เพียงพอ เมื่อ Gini COEF ไฟเพียงพอถูกเพิ่มเข้าไปในการสกัดกั้นเพียงรูปแบบอัตราส่วนเฉลี่ยของจำนวนฟันที่เหลือได้รับการลดลง 50% (MOR ¼ 1.10, 95% CI ¼ 1.02e1.22) ในขณะที่อัตราส่วนราคาต่อรองได้เฉลี่ยที่เกี่ยวข้องกับสุขภาพตนเองการจัดอันดับไม่ได้เปลี่ยนแปลงอย่างมีนัยสำคัญ (MOR ¼ 1.12, 95% CI ¼ 1.03e1.23) ตารางที่ 2 แสดงให้เห็นถึงการเชื่อมโยงหลายตัวแปรที่มีสุขภาพตนเองการจัดอันดับและตัวแปรอธิบาย หลังจากที่ปรับตามเพศอายุสถานภาพสมรสระดับการศึกษา individual- และระดับชุมชนมีรายได้เทียบเท่าและสถานะการสูบบุหรี่อัตราส่วนราคาต่อรองหลายระดับของ Gini COEF ไฟเพียงพอสำหรับสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดีลดลง 35.9% (1.39-1.25) และกลายเป็นที่ไม่นัยสำคัญไฟลาดเท (รุ่น 1) หลังจากที่ระดับชุมชนที่ไม่ได้เป็นอาสาสมัครถูกเพิ่มเข้ามาในรูปแบบ (รุ่น 2) อัตราส่วนราคาต่อรองที่ไม่เท่าเทียมกันของรายได้ที่จะถูกยับยั้งโดย16.0% (หรือ¼ 1.21) เมื่ออาสาสมัครแต่ละระดับถูกควบคุมยังสำหรับอัตราส่วนราคาต่อรองที่ไม่เท่าเทียมกันของรายได้ยังคงไม่เปลี่ยนแปลง (รุ่น 3) Individual- ชุมชนและระดับความไม่ไว้วางใจไม่ได้เจือจางความสัมพันธ์ระหว่างความไม่เท่าเทียมกันของรายได้และการจัดอันดับสุขภาพ (รุ่นที่ 4 และ 5) ตารางที่ 3 แสดงให้เห็นถึงการเชื่อมโยงหลายตัวแปรสำหรับสถานะทันตกรรมและการพยากรณ์ หลังจากที่ปรับค่าตัวแปรทั้งหมดไม่เท่าเทียมกันทางรายได้สูงยังคงเกี่ยวข้องกับสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.54) บุคคลและชุมชนในระดับที่ไม่เป็นอาสาสมัครและความไม่ไว้วางใจไม่ได้ลดอัตราส่วนราคาต่อรองของ Gini COEF ไฟเพียงพอ, อันซ์ข้อมูลเกณฑ์และอัตราการต่อรองค่ามัธยฐาน (รุ่น 2E5)
การแปล กรุณารอสักครู่..
ที่มีหลายระดับราคา อัตราส่วนที่คำนวณให้สมาคมดิบของตัวแปรทั้งหมดในแต่ละผล เพื่อทดสอบสมมติฐานของเรา เราใช้รุ่นต่อไปนี้ ที่แยกแยะระดับบุคคล และระดับชุมชนตามบริบทส่วนประกอบผลผลของทุนทางสังคมในผล , บุคคลและชุมชน ทุนทางสังคมระดับตัวแปรถูกแยกเป็นรุ่นแบบที่ 1 ใช้เพื่อประเมินความสัมพันธ์ระหว่างผล และความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ ( Gini coef จึง cient ) ปรับ เพศ อายุ สถานภาพสมรส ระดับการศึกษา สถานภาพการสูบบุหรี่ , - vidual indi และระดับรายได้ของชุมชน ในรุ่นที่ 2 เพื่อตรวจสอบการความสัมพันธ์ระหว่างโครงสร้างและผลโดย Gini ระดับชุมชน ทุนทางสังคม เราเพิ่มระดับชุมชน - อาสาใน 3 รูปแบบ เพื่อตรวจสอบการความสัมพันธ์ระหว่างจินี่และผล โดยทั้งบุคคล และระดับชุมชน โครงสร้างสังคมทุน volun - ระดับบุคคล teering เติมรูปแบบ 2รุ่น 4 มีลักษณะคล้ายรุ่น 1 แต่ยังปรับระดับชุมชนไว้วางใจ เพื่อประเมินว่าระดับชุมชน ทุนทางสังคม การลดทอนความสัมพันธ์ระหว่างผล และความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ . ในรุ่นที่ 5 เพื่อตรวจสอบการความสัมพันธ์ระหว่างจินี่และผลทั้งบุคคล และระดับชุมชนทางปัญญาสังคมทุนความน่าเชื่อถือระดับบุคคลได้เพิ่มรูปแบบ 4 ในรุ่นที่ 3 และ 5 ระดับบุคคล อาสาสมัครและเชื่ออยู่รอบเขตท้องถิ่นหมายถึงเพื่อให้ตั้งฉาก จึงแก้ไขปัญหานี้ของ collinearity ระหว่างบุคคล และระดับชุมชนตัวชี้วัดทุนทางสังคม ( คาวาจิ et al . , 2008 ) โดยใช้ลูกโซ่มาร์คอฟ
พารามิเตอร์โดยใช้วิธีมอนติคาร์โลวิธีการที่มีห่วงโซ่ความยาว 50000 เผาใน 5000 เราคำนวณราคาเฉลี่ยอัตราส่วน ( มอส ) เพื่อประเมินระดับชุมชน วารี - กันในผลที่แตกต่างกัน ( Merlo et al . , 2006 ) ถ้าเฉลี่ยอัตราส่วนความน่าจะเป็นคือ 1 ไม่มีความแตกต่างระหว่างชุมชน หากมีการเปลี่ยนแปลงระดับชุมชนมาก โดยราคาเฉลี่ยจะมีขนาดใหญ่ วัดโดยตรงจึง xed ผลเทียบเคียงกับราคาต่อการเบี่ยงเบนข้อมูลเกณฑ์ใช้เปรียบเทียบความดีของแต่ละรุ่นจึง T -
ผล
ตารางที่ 1 แสดงการกระจายของประชากร และรักษาความสัมพันธ์ระหว่าง self-rated สุขภาพ จำนวนที่เหลือฟันและความรู้ . ชุมชนที่มีความเหลื่อมล้ำรายได้สูงมีความเสี่ยงที่เพิ่มขึ้นของ self-rated สุขภาพไม่ดี ( หรือ¼ 1.39 ) และสถานภาพฟันไม่ดี ( หรือ¼ 1.86 )ความไม่ signi จึงลดลงอย่างมีนัยสําคัญเมื่อระดับชุมชนที่เกี่ยวข้องกับสุขภาพ และภาวะ self-rated ทันตกรรม ชุมชนกับระดับที่สูงขึ้นของอาสาสมัครไม่มีความเสี่ยงที่เพิ่มขึ้นของ self-rated สุขภาพไม่ดี ( หรือ¼ 1.57 ) และสถานภาพฟันไม่ดี ( หรือ¼ 1.42 ) แต่ละคนและรายงานความไม่มีใครอาสาสมัครที่ค่อนข้างยากจน self-rated สุขภาพ ( หรือ¼ 1.94 และหรือ¼ 1.95 ,ตามลำดับ ) และสถานภาพฟันไม่ดี ( หรือ¼ 1.52 และหรือ¼ 1.58 ตามลำดับ )
มีรูปแบบใน self-rated สุขภาพและสภาวะฟันผุระหว่างชุมชนในการตัดเฉพาะรุ่น ( ชุมชน - ระดับความแปรปรวน ( SE ) 0.018 ( 0.017 ) สำหรับ self-rated สุขภาพและ 0.005 ( 0.026 ) สำหรับสภาวะฟันผุ ) ซึ่งมีรูปแบบต่าง ๆ ระดับชุมชนบริสุทธิ์ในผลลัพธ์การเปลี่ยนแปลงสถานภาพของฟันระหว่างชุมชนมากกว่าสำหรับ self-rated สุขภาพ ( หมอ¼ 1.20 , 95% CI ¼ 1.05e1.35 และอื่น¼ 1.14 , 95% CI ¼ 1.03e1.27 ตามลำดับ ) gures จึงชี้ให้เห็นว่า ถ้าคนย้ายไปพื้นที่อื่นที่มีความน่าจะเป็นที่สูงขึ้นของภาวะฟันไม่ดี ความเสี่ยงของภาวะดีทันตกรรมเฉลี่ยเพิ่มขึ้น 1.20 ครั้ง ในทํานองเดียวกันถ้าคนย้ายไปยังพื้นที่ที่มีความเป็นไปได้สูงจน self-rated สุขภาพความเสี่ยงเฉลี่ยของพวกเขายากจน self-rated สุขภาพเพิ่มขึ้น 1.14 เท่า
รูปแบบในสถานะทันตกรรมระหว่างชุมชนได้อย่างเต็มที่ โดย Gini coef จึง cient .เมื่อ coef จีนี่จึง cient เพิ่มเข้าสกัดกั้นรุ่นเดียวที่มีอัตราส่วนความน่าจะเป็นสำหรับจำนวนของฟันที่เหลืออยู่ลดลง 50% ( หมอ¼ 1.10 , 95% CI ¼ 1.02e1.22 ) บนมืออื่น ๆที่มีอัตราส่วนความน่าจะเป็นที่เกี่ยวข้องกับ self-rated สุขภาพไม่ได้อย่างมากเปลี่ยนแปลง ( หมอ¼ 1.12 , 95% CI ¼ 1.03e1.23 ) .
ตารางที่ 2 แสดงความสัมพันธ์หลายตัวแปรด้วย self-rated ตัวแปรสุขภาพและการ .หลังจากปรับสำหรับเพศ อายุ สถานภาพสมรส ระดับการศึกษา รายได้ และระดับบุคคล โดยการสูบบุหรี่สถานะและชุมชน , อัตราส่วนราคาหลายระดับของ coef จีนี่จึง cient สำหรับคนจน self-rated สุขภาพลด % ( จากกลุ่ม 1.39 1.25 ) และก็ไม่ signi จึงไม่ได้ ( แบบที่ 1 ) หลังจากที่ระดับชุมชนโนนอาสาที่ถูกเพิ่มเข้าไปในรุ่น ( รุ่นที่ 2 )อัตราเดิมพันของความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ถูกยับยั้งโดย
16.0 % ( หรือ¼ 1.21 ) เมื่อระดับบุคคล อาสาสมัครยังควบคุม , อัตราส่วนอัตราเดิมพันของความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ยังคงไม่เปลี่ยนแปลง ( รุ่นที่ 3 ) บุคคล และชุมชนไม่ลดระดับความสัมพันธ์ระหว่างรายได้และความไม่เท่าเทียมกัน self-rated สุขภาพ ( รุ่น 4
5 )ตารางที่ 3 แสดงสถานะของสมาคมทันตกรรมและหลายตัวแปรพยากรณ์ หลังจากปรับสำหรับทุกความรู้ , ความไม่เท่าเทียมกันรายได้ยังมีความสัมพันธ์กับภาวะฟันไม่ดี ( หรือ¼ครั้ง ) ระดับบุคคลและชุมชน องค์กรอาสาสมัครและความหวาดระแวง ไม่ช่วยลดอัตราต่อรองของ coef จีนี่จึง cient , เกณฑ์เฉลี่ยและอัตราส่วนออดส์ข้อมูลเบี่ยงเบน ( รุ่น
2e5 )
พารามิเตอร์โดยใช้วิธีมอนติคาร์โลวิธีการที่มีห่วงโซ่ความยาว 50000 เผาใน 5000 เราคำนวณราคาเฉลี่ยอัตราส่วน ( มอส ) เพื่อประเมินระดับชุมชน วารี - กันในผลที่แตกต่างกัน ( Merlo et al . , 2006 ) ถ้าเฉลี่ยอัตราส่วนความน่าจะเป็นคือ 1 ไม่มีความแตกต่างระหว่างชุมชน หากมีการเปลี่ยนแปลงระดับชุมชนมาก โดยราคาเฉลี่ยจะมีขนาดใหญ่ วัดโดยตรงจึง xed ผลเทียบเคียงกับราคาต่อการเบี่ยงเบนข้อมูลเกณฑ์ใช้เปรียบเทียบความดีของแต่ละรุ่นจึง T -
ผล
ตารางที่ 1 แสดงการกระจายของประชากร และรักษาความสัมพันธ์ระหว่าง self-rated สุขภาพ จำนวนที่เหลือฟันและความรู้ . ชุมชนที่มีความเหลื่อมล้ำรายได้สูงมีความเสี่ยงที่เพิ่มขึ้นของ self-rated สุขภาพไม่ดี ( หรือ¼ 1.39 ) และสถานภาพฟันไม่ดี ( หรือ¼ 1.86 )ความไม่ signi จึงลดลงอย่างมีนัยสําคัญเมื่อระดับชุมชนที่เกี่ยวข้องกับสุขภาพ และภาวะ self-rated ทันตกรรม ชุมชนกับระดับที่สูงขึ้นของอาสาสมัครไม่มีความเสี่ยงที่เพิ่มขึ้นของ self-rated สุขภาพไม่ดี ( หรือ¼ 1.57 ) และสถานภาพฟันไม่ดี ( หรือ¼ 1.42 ) แต่ละคนและรายงานความไม่มีใครอาสาสมัครที่ค่อนข้างยากจน self-rated สุขภาพ ( หรือ¼ 1.94 และหรือ¼ 1.95 ,ตามลำดับ ) และสถานภาพฟันไม่ดี ( หรือ¼ 1.52 และหรือ¼ 1.58 ตามลำดับ )
มีรูปแบบใน self-rated สุขภาพและสภาวะฟันผุระหว่างชุมชนในการตัดเฉพาะรุ่น ( ชุมชน - ระดับความแปรปรวน ( SE ) 0.018 ( 0.017 ) สำหรับ self-rated สุขภาพและ 0.005 ( 0.026 ) สำหรับสภาวะฟันผุ ) ซึ่งมีรูปแบบต่าง ๆ ระดับชุมชนบริสุทธิ์ในผลลัพธ์การเปลี่ยนแปลงสถานภาพของฟันระหว่างชุมชนมากกว่าสำหรับ self-rated สุขภาพ ( หมอ¼ 1.20 , 95% CI ¼ 1.05e1.35 และอื่น¼ 1.14 , 95% CI ¼ 1.03e1.27 ตามลำดับ ) gures จึงชี้ให้เห็นว่า ถ้าคนย้ายไปพื้นที่อื่นที่มีความน่าจะเป็นที่สูงขึ้นของภาวะฟันไม่ดี ความเสี่ยงของภาวะดีทันตกรรมเฉลี่ยเพิ่มขึ้น 1.20 ครั้ง ในทํานองเดียวกันถ้าคนย้ายไปยังพื้นที่ที่มีความเป็นไปได้สูงจน self-rated สุขภาพความเสี่ยงเฉลี่ยของพวกเขายากจน self-rated สุขภาพเพิ่มขึ้น 1.14 เท่า
รูปแบบในสถานะทันตกรรมระหว่างชุมชนได้อย่างเต็มที่ โดย Gini coef จึง cient .เมื่อ coef จีนี่จึง cient เพิ่มเข้าสกัดกั้นรุ่นเดียวที่มีอัตราส่วนความน่าจะเป็นสำหรับจำนวนของฟันที่เหลืออยู่ลดลง 50% ( หมอ¼ 1.10 , 95% CI ¼ 1.02e1.22 ) บนมืออื่น ๆที่มีอัตราส่วนความน่าจะเป็นที่เกี่ยวข้องกับ self-rated สุขภาพไม่ได้อย่างมากเปลี่ยนแปลง ( หมอ¼ 1.12 , 95% CI ¼ 1.03e1.23 ) .
ตารางที่ 2 แสดงความสัมพันธ์หลายตัวแปรด้วย self-rated ตัวแปรสุขภาพและการ .หลังจากปรับสำหรับเพศ อายุ สถานภาพสมรส ระดับการศึกษา รายได้ และระดับบุคคล โดยการสูบบุหรี่สถานะและชุมชน , อัตราส่วนราคาหลายระดับของ coef จีนี่จึง cient สำหรับคนจน self-rated สุขภาพลด % ( จากกลุ่ม 1.39 1.25 ) และก็ไม่ signi จึงไม่ได้ ( แบบที่ 1 ) หลังจากที่ระดับชุมชนโนนอาสาที่ถูกเพิ่มเข้าไปในรุ่น ( รุ่นที่ 2 )อัตราเดิมพันของความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ถูกยับยั้งโดย
16.0 % ( หรือ¼ 1.21 ) เมื่อระดับบุคคล อาสาสมัครยังควบคุม , อัตราส่วนอัตราเดิมพันของความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ยังคงไม่เปลี่ยนแปลง ( รุ่นที่ 3 ) บุคคล และชุมชนไม่ลดระดับความสัมพันธ์ระหว่างรายได้และความไม่เท่าเทียมกัน self-rated สุขภาพ ( รุ่น 4
5 )ตารางที่ 3 แสดงสถานะของสมาคมทันตกรรมและหลายตัวแปรพยากรณ์ หลังจากปรับสำหรับทุกความรู้ , ความไม่เท่าเทียมกันรายได้ยังมีความสัมพันธ์กับภาวะฟันไม่ดี ( หรือ¼ครั้ง ) ระดับบุคคลและชุมชน องค์กรอาสาสมัครและความหวาดระแวง ไม่ช่วยลดอัตราต่อรองของ coef จีนี่จึง cient , เกณฑ์เฉลี่ยและอัตราส่วนออดส์ข้อมูลเบี่ยงเบน ( รุ่น
2e5 )
การแปล กรุณารอสักครู่..
ภาษาอื่น ๆ
การสนับสนุนเครื่องมือแปลภาษา: กรีก, กันนาดา, กาลิเชียน, คลิงออน, คอร์สิกา, คาซัค, คาตาลัน, คินยารวันดา, คีร์กิซ, คุชราต, จอร์เจีย, จีน, จีนดั้งเดิม, ชวา, ชิเชวา, ซามัว, ซีบัวโน, ซุนดา, ซูลู, ญี่ปุ่น, ดัตช์, ตรวจหาภาษา, ตุรกี, ทมิฬ, ทาจิก, ทาทาร์, นอร์เวย์, บอสเนีย, บัลแกเรีย, บาสก์, ปัญจาป, ฝรั่งเศส, พาชตู, ฟริเชียน, ฟินแลนด์, ฟิลิปปินส์, ภาษาอินโดนีเซี, มองโกเลีย, มัลทีส, มาซีโดเนีย, มาราฐี, มาลากาซี, มาลายาลัม, มาเลย์, ม้ง, ยิดดิช, ยูเครน, รัสเซีย, ละติน, ลักเซมเบิร์ก, ลัตเวีย, ลาว, ลิทัวเนีย, สวาฮิลี, สวีเดน, สิงหล, สินธี, สเปน, สโลวัก, สโลวีเนีย, อังกฤษ, อัมฮาริก, อาร์เซอร์ไบจัน, อาร์เมเนีย, อาหรับ, อิกโบ, อิตาลี, อุยกูร์, อุสเบกิสถาน, อูรดู, ฮังการี, ฮัวซา, ฮาวาย, ฮินดี, ฮีบรู, เกลิกสกอต, เกาหลี, เขมร, เคิร์ด, เช็ก, เซอร์เบียน, เซโซโท, เดนมาร์ก, เตลูกู, เติร์กเมน, เนปาล, เบงกอล, เบลารุส, เปอร์เซีย, เมารี, เมียนมา (พม่า), เยอรมัน, เวลส์, เวียดนาม, เอสเปอแรนโต, เอสโทเนีย, เฮติครีโอล, แอฟริกา, แอลเบเนีย, โคซา, โครเอเชีย, โชนา, โซมาลี, โปรตุเกส, โปแลนด์, โยรูบา, โรมาเนีย, โอเดีย (โอริยา), ไทย, ไอซ์แลนด์, ไอร์แลนด์, การแปลภาษา.
- The evil
- ผมส่งเรื่องการขอรับคนเพิ่มเติมอีก 1 คน จ
- ซิ่วหมินจะอยู่กับใคร
- i can't speak Thai
- (a) any interruption to the provision an
- 床と便器内に水をかけて洗剤を洗い流す。
- The sample group used in this study incl
- ขอให้พี่ชายโชคดีนะค่ะ ฉันไม่โกรธพี่เลย
- That's toi bad
- It's five nights,six day you nelly
- 459 หมู่5 ตำบลสุรนารี อำเภอเมือง
- we are a government employee
- ปลาเผา
- I see. You don't want to go out?
- เกี๋ยวทอด
- I fainted in the morning.. Stayoung in t
- เราต้องการให้เห็นขนาดงานพิมพ์ทั้งหมด
- ผมส่งเรื่องการขอรับคนเพิ่มเติมอีก 1 คน จ
- It Just a bad funny
- อรุณีย์
- Always with you
- flaccid
- acquire
- blinking
