Dose information from 1951 to 1988

Dose information from 1951 to 1988 was used in calcu-
lating excess relative risk for this cohort. The data were
grouped into categories, defined in terms of the following
covariates: age (5-year intervals; table 2), calendar year (5-
year intervals), occupational group (table 3), time since first
exposure (5-year intervals), and cumulative whole body
dose (table 1). Person-years at risk and cases were allocated
on the basis of these categories and were computed accord-
ing to the same methods as in the mortality study (3).
Standardized incidence ratios were calculated using
Canadian cancer incidence rates stratified by age, sex, and
calendar year. Two-sided confidence intervals on the stan-
dardized incidence ratios were calculated under the assump-
tion that the observed incidence follows a Poisson distribution
(29).
Relative risk regression models were fitted to the data
with the AMFIT program (30), which calculates excess rel-
ative risk from internal comparisons of cumulative dose and
disease status. Specifically, the expected number of incident
cases was described by a linear excess relative risk model
Njj(1 j), where Nj is the number of person-years at risk
in the j-th stratum, j is the baseline incidence rate in the
absence of radiation exposure, dj is the cumulative dose
weighted by the number of person-years at risk, and is the
excess relative risk per unit of dose. Two-sided 90 percent
confidence limits on were also calculated. The strata were
constructed from the same age, sex, and calendar year
groupings as in the standardized incidence ratio calcula-
tions. The weighting in the calculation of dj addresses the
fact that a person’s cumulative dose generally increases over
the years that contribute to a given stratum. Confidence
intervals were based on the profile likelihood, calculated
with the AMFIT PROFILE command (30).
The cumulative dose was lagged 2 years for leukemia and
10 years for solid tumors to allow for a latent period of cancer
induction. Consequently, exposures occurring within either 2
or 10 years of incidence due to leukemia or solid tumors,
respectively, were excluded from the cumulative dose.

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ข้อมูลปริมาณ 1951-1988 ที่ใช้ในการคานวณ
lating ความเสี่ยงส่วนเกินสำหรับการศึกษานี้ ข้อมูลที่ถูก
แบ่งออกเป็นหมวดหมู่ที่กำหนดไว้ในเงื่อนไขดังต่อไปนี้
ตัวแปรอายุ (ช่วงเวลา 5 ปี; ตารางที่ 2) ปฏิทินปี (5-
ช่วงปี) กลุ่มอาชีพ (ตารางที่ 3) เวลาตั้งแต่ครั้งแรกที่
เปิดรับ (5 ปี ช่วงเวลา) และร่างกายสะสม
ปริมาณ (ตารางที่ 1) คนปีที่มีความเสี่ยงและกรณีถูกจัดสรร
บนพื้นฐานของประเภทเหล่านี้และได้รับการคำนวณได้ตาม
ไอเอ็นจีกับวิธีการเช่นเดียวกับในการศึกษาการตาย (3).
อัตราส่วนการเกิดมาตรฐานนี้จะถูกคำนวณโดยใช้
อัตราอุบัติการณ์โรคมะเร็งแคนาดาแบ่งตามอายุเพศ และ
ปีปฏิทิน ช่วงความเชื่อมั่นสองด้านบนลี้
อัตราส่วนการเกิด dardized ถูกคำนวณภายใต้ assump-
การที่อัตราการเกิดข้อสังเกตดังต่อไปนี้แจกแจงปัวซ
(29).
รูปแบบการถดถอยความเสี่ยงสัมพัทธ์กำลังพอดีกับข้อมูล
กับโปรแกรม AMFIT (30) ซึ่งคำนวณ ส่วนเกิน rel-
เสี่ยง Ative จากการเปรียบเทียบภายในของยาสะสมและ
สถานะของการเกิดโรค โดยเฉพาะจำนวนที่คาดหวังของเหตุการณ์ที่เกิดขึ้น
กรณีถูกอธิบายโดยส่วนที่เกินความเสี่ยงเชิงเส้นแบบญาติ
Njj (1 j) ที่กรุงเทพฯเป็นจำนวนคนปีที่มีความเสี่ยง
ในชั้นที่ j, jเป็นพื้นฐาน อัตราการเกิดใน
กรณีที่ไม่มีการรับรังสี, ดีเจเป็นยาสะสม
ถ่วงน้ำหนักด้วยจำนวนคนปีที่มีความเสี่ยงและis
ความเสี่ยงส่วนเกินต่อหน่วยของปริมาณ สองด้านร้อยละ 90
ขีด จำกัด ของความเชื่อมั่นในwereยังคำนวณ ชั้นที่ถูก
สร้างขึ้นมาจากวัยเดียวกันเพศและปีปฏิทิน
กลุ่มในขณะที่อัตราส่วนการเกิดมาตรฐานคำนวณเลข
tions น้ำหนักในการคำนวณของดีเจที่อยู่ใน
ความจริงที่ว่ามีปริมาณสะสมของบุคคลทั่วไปเพิ่มขึ้นกว่า
ปีที่ผ่านมานำไปสู่ชั้นที่กำหนด ความเชื่อมั่น
ช่วงอยู่บนพื้นฐานของความน่าจะเป็นรายละเอียดการคำนวณ
ที่มีคำสั่ง AMFIT ประวัติ (30).
ปริมาณที่สะสมนี้ถูกแฮก 2 ปีสำหรับโรคมะเร็งเม็ดเลือดขาวและ
10 ปีสำหรับเนื้องอกที่เป็นของแข็งเพื่อให้ระยะเวลาแฝงของโรคมะเร็ง
เหนี่ยวนำ ดังนั้นรับสัมผัสที่เกิดขึ้นภายในทั้ง 2
หรือ 10 ปีของการเกิดเนื่องจากโรคมะเร็งเม็ดเลือดขาวหรือเนื้องอกที่เป็นของแข็ง,
ตามลำดับได้รับการยกเว้นจากยาสะสม

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

ข้อมูลยาจาก 2494 ถึง 1988 ถูกใช้ใน calcu -
lating ความเสี่ยงสัมพัทธ์ส่วนเกินเพื่อทำงานนี้ ข้อมูล
จัดกลุ่มเป็นหมวดหมู่ที่กำหนดไว้ในข้อตกลงของ
ความรู้ต่อไปนี้ : อายุ ( 5 ช่วง ตาราง 2 ) ปฏิทินปี ( 5 -
ปีช่วงเวลา ) กลุ่มอาชีพ ( ตารางที่ 3 ) เวลาตั้งแต่สัมผัสแรก
( 5 ครั้ง ) และสะสมร่างกาย
dose ( ตารางที่ 1 )บุคคลปีเสี่ยงและกรณีการ
บนพื้นฐานของประเภทเหล่านี้และคำนวณแอคคอร์ด -
ing วิธีการเดียวกันในการทดลองศึกษา ( 3 ) .
อัตราส่วนมาตรฐานคือการคำนวณโดยใช้อัตราอุบัติการณ์มะเร็ง
แคนาดา แบ่งตามอายุ เพศ และ
ปีปฏิทิน สองด้านความเชื่อมั่นบนสแตน -
dardized อุบัติการณ์อัตราส่วนคำนวณภายใต้ assump -
ภาวะที่พบอุบัติการณ์ตามการแจกแจงปัวซง ( 29 )
.
แบบถดถอยเสี่ยงญาติถูกติดตั้งกับข้อมูล
กับโปรแกรม amfit ( 30 ) ซึ่งจะคำนวณส่วน Rel -
แสดงความโน้มเอียงหรืออารมณ์ความเสี่ยงจากภายใน การสะสมปริมาณและ
โรคสถานะ โดยเฉพาะ คาดว่าจำนวนของกรณีเหตุการณ์
ถูกอธิบายโดยเส้นส่วนเกินญาติความเสี่ยงแบบ
NJ  J ( 1  J )ที่ NJ จำนวนปีคนเสี่ยงใน j-th (
, J ( อัตราอุบัติการณ์ใน
ไม่มีการแผ่รังสี ดีเจเป็นแบบสะสมขนาด
ถัวเป็นรายปี บุคคลที่มีความเสี่ยง และการประเมินความเสี่ยงเป็น
ส่วนเกินต่อหน่วยของปริมาณ สองข้าง 90%
ขีดจำกัดความเชื่อมั่นในก็คำนวณไว้แล้ว ชั้นมี
สร้างจากยุคเดียวกัน เพศและปฏิทินปี
การจัดกลุ่มในมาตรฐานการอัตราส่วนกะ -
ยินดีด้วย . น้ำหนักในการคำนวณของดีเจที่อยู่
ที่ว่าสะสมขนาดของบุคคลทั่วไปเพิ่มกว่า
ปีที่สนับสนุนให้ชั้น ความมั่นใจ
ช่วงเวลาตามโปรไฟล์โอกาส คำนวณ
กับ amfit โปรไฟล์คำสั่ง
( 30 )สะสมขนาดคือย้อนหลัง 2 ปี และ 10 ปี สำหรับมะเร็งลูคีเมีย
แข็งเพื่อให้ระยะแฝงของการมะเร็ง

ดังนั้น ความเสี่ยงที่เกิดขึ้นภายในทั้ง 2
10 ปี หรือเกิดเนื่องจากโรคมะเร็งหรือเนื้องอกที่เป็นของแข็ง
ตามลำดับ ได้รับการยกเว้นจากปริมาณรังสีสะสม