We consider situations in which agg

We consider situations in which aggregated data for N administrative regions or cells within the study area are observed. The available data consist of (yi,Ei,xi)Ni=1, where yi is the number of cases of disease in cell i, Ei is the expected number of cases of disease in cell i in the absence of clustering and xi = (x1i, x2i) is the geographic centroid of cell i. The expected number of cases, Ei, may reflect the overall disease rate applied to the regional population at risk or may be fitted values from a non-spatial Poisson regression model incorporating the effects of individual and/or regional covariates. We assume that yi are independent Poisson random variables with mean ρiEi.

For any subset Z of the study region, we consider the following model for ρi: log(ρi) = αZ + θZ δZ(xi), where δZ(xi) = 1 if xi ∈ Z and δZ(xi) = 0 otherwise, αZ is the log disease risk for locations outside Z and θZ is the log relative risk for locations inside Z. If Z is not a cluster, θZ = 0; if Z is a cluster, θZ ≠ 0. We consider the two-sided alternative, clusters 6 with elevated or reduced risk, rather than the one-sided alternative, clusters with elevated risk only. The issues discussed here arise regardless of the choice of alternative.

The evidence for Z as a cluster is given by the log likelihood ratio test statistic for H0: θZ = 0 versus HA: θZ ≠ 0,

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

เราพิจารณาสถานการณ์ซึ่งรวมข้อมูล N ดูแลภูมิภาค หรือพบเซลล์ในพื้นที่ศึกษา ข้อมูลประกอบ (yi, Ei ซี) Ni = 1 ยี่อยู่จำนวนกรณีและปัญหาของโรคในเซลล์ผม Ei เป็นจำนวนกรณีของโรคในเซลล์ผมของคลัสเตอร์และซี = (x1i, x2i) คือ เซนทรอยด์ทางภูมิศาสตร์ของเซลล์ผม จำนวนกรณี Ei อาจสะท้อนอัตราโรครวมกับประชากรในภูมิภาคที่มีความเสี่ยง หรืออาจเป็นค่าผ่อนจากไม่ใช่พื้นที่ปัวถดถอยแบบเว็บผลกระทบของแต่ละ หรือภูมิภาค covariates เราคิดยีที่เป็นตัวแปรสุ่มปัวอิสระกับ ρiEi หมายความว่าสำหรับการย่อย Z ภาคการศึกษา เราพิจารณารูปต่อไปนี้สำหรับ ρi: log(ρi) = αZ + θZ δZ(xi) ที่ δZ(xi) = 1 ถ้าสิ∈ Z และ δZ(xi) = 0 หรือ αZ คือความเสี่ยงโรคล็อกสำหรับสถานที่เก็บภายนอก Z และ θZ ความเสี่ยงสัมพัทธ์ของล็อกสำหรับสถานที่เก็บภายใน Z ถ้า Z ไม่ใช่คลัสเตอร์ θZ = 0 ถ้า Z เป็นคลัสเตอร์ θZ ≠ 0 เราพิจารณาทางเลือกแบบสองหน้า คลัสเตอร์ที่ 6 มีความเสี่ยงสูงขึ้น หรือลดลง มากกว่า ทางด้านเดียว คลัสเตอร์ มีความเสี่ยงสูงเท่านั้น เกิดปัญหาที่อธิบายไว้ที่นี่ไม่หลากหลายทางเลือกหลักฐานสำหรับ Z เป็นคลัสเตอร์ถูกกำหนด โดยสถิติทดสอบอัตราส่วนโอกาสล็อกสำหรับ H0: θZ = 0 กับ HA: θZ ≠ 0

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

เราพิจารณาสถานการณ์ที่ซึ่งรวมข้อมูลสำหรับ n ภูมิภาคหรือเซลล์ภายในพื้นที่ศึกษา มีการตรวจสอบ ข้อมูลประกอบด้วย ( ยี EI Xi ) N = 1 ที่ อี หมายเลขของกรณีของโรค ในมือถือผม ไม่ได้เป็นคาดว่าจำนวนของกรณีของโรคในมือถือผมในการขาดของการจัดกลุ่มและ Xi = ( x1i x2i , ) เซนทรอยด์ภูมิศาสตร์เซลล์ผมคาดว่าจำนวน กรณีไม่ได้ ,อาจจะสะท้อนให้เห็นถึงอัตราโรคโดยรวมที่ใช้กับประชากรในภูมิภาคที่มีความเสี่ยงหรืออาจจะติดตั้งค่าจากแบบจำลองการถดถอยปัวซอบนพื้นที่รวมผลของแต่ละบุคคลและ / หรือความรู้ในระดับภูมิภาค เราสันนิษฐานว่า อิสระ ตัวแปรสุ่มปัวซงยี กับหมายถึงρ iei

สำหรับย่อย Z การศึกษาภูมิภาค เราพิจารณาตามรูปแบบρฉัน :เข้าสู่ระบบ ( ρ ) = α Z Z Z θδ ( ซี ) ที่δ Z ( Xi ) = 1 ถ้าซี∈ Z และδ Z ( Xi ) = 0 มิฉะนั้นα Z คือความเสี่ยงโรคเข้าสู่ระบบสำหรับสถานที่ภายนอก และθ Z Z ก็เข้าสู่ระบบการประเมินความเสี่ยงสำหรับสถานที่ภายในถ้า Z Z ไม่ใช่กลุ่มθ Z = 0 ; ถ้า z เป็นคลัสเตอร์ θ Z ≠ 0 เราพิจารณาทางเลือกที่สอง กลุ่ม 6 กับการยกระดับ หรือ ลดความเสี่ยง มากกว่า การรักข้างเดียวกลุ่มที่มีความเสี่ยงสูงเท่านั้น ประเด็นที่กล่าวถึงที่นี่เกิดขึ้นโดยไม่คำนึงถึงทางเลือกทางเลือก

หลักฐาน Z เป็นคลัสเตอร์ ได้รับการบันทึกสถิติทดสอบอัตราส่วน 1 : θ H0 Z = 0 และฮา : θ Z ≠
0