- 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
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).
การแปล กรุณารอสักครู่..
univariate ราคาต่อรองหลายระดับอัตราส่วนนี้จะถูกคำนวณเพื่อแสดงให้เห็นความสัมพันธ์ของดิบของตัวแปรทั้งหมดที่มีผลแต่ละ เพื่อทดสอบสมมติฐานของเราที่เราใช้ในรุ่นต่อไปนี้ ที่จะแยกแยะผลกระทบแต่ละระดับ compositional และระดับชุมชนมีผลบังคับใช้ตามบริบทของทุนทางสังคมในผลลัพธ์ individual- และชุมชนระดับตัวแปรทุนทางสังคมที่ถูกเพิ่มเข้ามาในรูปแบบที่แยกต่างหาก รุ่น 1 ถูกใช้ในการประเมินความสัมพันธ์ระหว่างผลและความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ (Gini COEF ไฟเพียงพอ) ปรับเพศอายุสถานภาพสมรสระดับการศึกษาสถานภาพการสูบบุหรี่, vidual- แสดงให้และรายได้ในระดับชุมชน ในรุ่น 2 เพื่อตรวจสอบการลดทอนของความสัมพันธ์ระหว่าง Gini และผลโดยชุมชนระดับทุนทางสังคมที่มีโครงสร้างที่เราเพิ่มเป็นอาสาสมัครในระดับชุมชน ในรุ่นที่ 3 เพื่อตรวจสอบในการลดทอนของความสัมพันธ์ระหว่าง Gini และผลจากทั้ง individual- และชุมชนระดับทุนทางสังคมที่มีโครงสร้างเป็นบุคคลระดับ volun- teering ถูกบันทึกอยู่ในรุ่นที่ 2 รุ่น 4 มีความคล้ายคลึงกับรุ่นที่ 1 แต่ปรับเพิ่มได้ ให้ความไว้วางใจในระดับชุมชนเพื่อประเมินว่าระดับชุมชนองค์ความรู้ทุนทางสังคมลดทอนความสัมพันธ์ระหว่างผลลัพธ์และความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ ในรุ่นที่ 5 เพื่อตรวจสอบการลดทอนของความสัมพันธ์ระหว่าง Gini และผลจากทั้ง individual- และชุมชนระดับองค์ความรู้ทุนทางสังคมไว้วางใจแต่ละระดับถูกบันทึกอยู่ในรุ่น 4 ในรุ่น 3 และ 5 เป็นอาสาสมัครแต่ละระดับและความไว้วางใจ ถูกแน่นิ่งท้องถิ่นหมายความว่าจะทำให้พวกเขามุมฉากดังนั้นการแก้ไขปัญหาของ collinearity ระหว่าง individual- และชุมชนในระดับตัวชี้วัดทุนทางสังคม (Kawachi et al., 2008).
พารามิเตอร์ที่ประมาณโดยใช้โซ่มาร์คอฟวิธีมอนติคาร์ที่มีความยาวโซ่ 50,000 เผาใน 5000 เราคำนวณอัตราส่วนราคาต่อรองค่ามัธยฐาน (Mors) เพื่อประเมินระดับชุมชน ances VARI- ในผลลัพธ์ที่แตกต่างกัน (Merlo et al., 2006) หากแบ่งอัตราส่วนคือ 1, มีการเปลี่ยนแปลงระหว่างชุมชนไม่มี หากมีการเปลี่ยนแปลงอย่างมีนัยสำคัญในระดับชุมชนอัตราส่วนราคาต่อรองได้เฉลี่ยจะมีขนาดใหญ่ วัดโดยตรงเปรียบได้กับไฟคงที่ผลอัตราส่วนราคาต่อรอง ข้อมูลอันซ์เกณฑ์ถูกใช้ในการเปรียบเทียบความดี Fi -of-T ของแต่ละรุ่น. ผลตารางที่ 1 แสดงการกระจายประชากรและสมาคม univariate ระหว่างสุขภาพตนเองการจัดอันดับจำนวนของฟันที่เหลืออยู่และตัวแปร ชุมชนที่มีความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ที่สูงขึ้นได้เพิ่มความเสี่ยงของสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.39) และสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.86) ความไม่ไว้วางใจในระดับชุมชนไม่ได้อย่างมีนัยสำคัญที่เกี่ยวข้องกับสุขภาพของตัวเองจัดอันดับและสถานะทางทันตกรรม ชุมชนที่มีระดับที่สูงขึ้นของอาสาสมัครที่ไม่ได้เพิ่มความเสี่ยงของสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.57) และสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.42) แต่ละวิชารายงานความไม่ไว้วางใจและผู้ที่เป็นอาสาสมัครที่ไม่ได้มีค่อนข้างยากจนสุขภาพตนเองการจัดอันดับ (OR 1.94 และ¼หรือ¼ 1.95 ตามลำดับ) และสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.52 และ¼หรือ 1.58 ตามลำดับ). มีการเปลี่ยนแปลงในตัวเองเป็น จัดอันดับและสถานะสุขภาพทันตกรรมระหว่างชุมชนในรูปแบบการสกัดกั้นอย่างเดียว (ความแปรปรวนในระดับชุมชน (SE) 0.018 (0.017) สำหรับสุขภาพของตนเองและจัดอันดับ 0.037 (0.026) สำหรับสถานะทันตกรรม) ซึ่งแสดงให้เห็นรูปแบบที่บริสุทธิ์ในระดับชุมชนใน ผลลัพธ์ การเปลี่ยนแปลงของสถานะทางทันตกรรมระหว่างชุมชนมีขนาดใหญ่กว่าที่เพื่อสุขภาพตัวเองจัดอันดับ (MOR ¼ 1.20, 95% CI ¼ 1.05e1.35 และ MOR ¼ 1.14, 95% CI ¼ 1.03e1.27 ตามลำดับ) Gures ไฟเหล่านี้ชี้ให้เห็นว่าถ้าเป็นคนที่ย้ายไปยังพื้นที่อื่นที่มีความน่าจะเป็นสูงขึ้นของสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดีของพวกเขามีความเสี่ยงเฉลี่ยของสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดีจะเพิ่มขึ้น 1.20 เท่า; ในทำนองเดียวกันถ้าเป็นคนที่ย้ายไปอยู่ในพื้นที่ที่มีความน่าจะเป็นสูงขึ้นของสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดี, ความเสี่ยงเฉลี่ยของพวกเขาสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดีจะเพิ่มขึ้น 1.14 เท่า. การเปลี่ยนแปลงในสถานะทางทันตกรรมระหว่างชุมชนได้รับการอธิบายอย่างมีนัยสำคัญโดย Gini COEF ไฟเพียงพอ เมื่อ Gini COEF ไฟเพียงพอถูกเพิ่มเข้าไปในการสกัดกั้นอย่างเดียวจำลองอัตราส่วนราคาต่อรองได้เฉลี่ยต่อจำนวนของฟันที่เหลือได้รับการลดลง 50% (MOR ¼ 1.10, 95% CI ¼ 1.02e1.22) ในทางตรงกันข้าม, อัตราส่วนแบ่งที่เกี่ยวข้องกับสุขภาพของตัวเองจัดอันดับไม่ได้อย่างมีนัยสำคัญการเปลี่ยนแปลง (MOR ¼ 1.12, 95% CI ¼ 1.03e1.23). ตารางที่ 2 แสดงให้เห็นถึงการเชื่อมโยงหลายตัวแปรที่มีสุขภาพตนเองการจัดอันดับและตัวแปรอธิบาย หลังจากที่ปรับตามเพศอายุสถานภาพสมรสระดับการศึกษา individual- และชุมชนระดับรายได้เทียบเท่าและสถานะการสูบบุหรี่, การต่อรองหลายระดับอัตราส่วนเพียงพอ Gini COEF Fi สำหรับสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดีลดจาก 35.9% (1.39-1.25) และกลายเป็นไฟที่ไม่ใช่นัยสำคัญลาดเท (รุ่น 1) หลังจากที่ระดับชุมชนที่ไม่ได้เป็นอาสาสมัครถูกบันทึกอยู่ในรูปแบบ (รุ่นที่ 2) อัตราส่วนของความไม่เท่าเทียมกันของรายได้จะถูกยับยั้งโดย16.0% (หรือ¼ 1.21) เมื่ออาสาสมัครแต่ละระดับถูกควบคุมยังมีอัตราส่วนราคาต่อรองของความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ยังคงไม่เปลี่ยนแปลง (รุ่น 3) Individual- และความไม่ไว้วางใจในระดับชุมชนไม่ได้ลดทอนความสัมพันธ์ระหว่างความไม่เท่าเทียมกันของรายได้และสุขภาพของตัวเองจัดอันดับ (รุ่นที่ 4 และ 5). ตารางที่ 3 แสดงให้เห็นถึงการเชื่อมโยงหลายตัวแปรสำหรับสถานะทางทันตกรรมและการพยากรณ์ หลังจากที่ปรับค่าตัวแปรทั้งหมด, ความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ที่สูงขึ้นมีความสัมพันธ์ยังคงมีสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.54) บุคคลและในระดับชุมชนที่ไม่ได้เป็นอาสาสมัครและความไม่ไว้วางใจไม่ได้ลดอัตราส่วนราคาต่อรองของ Gini COEF เพียงพอ fi, อันซ์ข้อมูลเกณฑ์และอัตราการต่อรองค่ามัธยฐาน (รุ่น 2E5)
พารามิเตอร์ที่ประมาณโดยใช้โซ่มาร์คอฟวิธีมอนติคาร์ที่มีความยาวโซ่ 50,000 เผาใน 5000 เราคำนวณอัตราส่วนราคาต่อรองค่ามัธยฐาน (Mors) เพื่อประเมินระดับชุมชน ances VARI- ในผลลัพธ์ที่แตกต่างกัน (Merlo et al., 2006) หากแบ่งอัตราส่วนคือ 1, มีการเปลี่ยนแปลงระหว่างชุมชนไม่มี หากมีการเปลี่ยนแปลงอย่างมีนัยสำคัญในระดับชุมชนอัตราส่วนราคาต่อรองได้เฉลี่ยจะมีขนาดใหญ่ วัดโดยตรงเปรียบได้กับไฟคงที่ผลอัตราส่วนราคาต่อรอง ข้อมูลอันซ์เกณฑ์ถูกใช้ในการเปรียบเทียบความดี Fi -of-T ของแต่ละรุ่น. ผลตารางที่ 1 แสดงการกระจายประชากรและสมาคม univariate ระหว่างสุขภาพตนเองการจัดอันดับจำนวนของฟันที่เหลืออยู่และตัวแปร ชุมชนที่มีความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ที่สูงขึ้นได้เพิ่มความเสี่ยงของสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.39) และสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.86) ความไม่ไว้วางใจในระดับชุมชนไม่ได้อย่างมีนัยสำคัญที่เกี่ยวข้องกับสุขภาพของตัวเองจัดอันดับและสถานะทางทันตกรรม ชุมชนที่มีระดับที่สูงขึ้นของอาสาสมัครที่ไม่ได้เพิ่มความเสี่ยงของสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.57) และสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.42) แต่ละวิชารายงานความไม่ไว้วางใจและผู้ที่เป็นอาสาสมัครที่ไม่ได้มีค่อนข้างยากจนสุขภาพตนเองการจัดอันดับ (OR 1.94 และ¼หรือ¼ 1.95 ตามลำดับ) และสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.52 และ¼หรือ 1.58 ตามลำดับ). มีการเปลี่ยนแปลงในตัวเองเป็น จัดอันดับและสถานะสุขภาพทันตกรรมระหว่างชุมชนในรูปแบบการสกัดกั้นอย่างเดียว (ความแปรปรวนในระดับชุมชน (SE) 0.018 (0.017) สำหรับสุขภาพของตนเองและจัดอันดับ 0.037 (0.026) สำหรับสถานะทันตกรรม) ซึ่งแสดงให้เห็นรูปแบบที่บริสุทธิ์ในระดับชุมชนใน ผลลัพธ์ การเปลี่ยนแปลงของสถานะทางทันตกรรมระหว่างชุมชนมีขนาดใหญ่กว่าที่เพื่อสุขภาพตัวเองจัดอันดับ (MOR ¼ 1.20, 95% CI ¼ 1.05e1.35 และ MOR ¼ 1.14, 95% CI ¼ 1.03e1.27 ตามลำดับ) Gures ไฟเหล่านี้ชี้ให้เห็นว่าถ้าเป็นคนที่ย้ายไปยังพื้นที่อื่นที่มีความน่าจะเป็นสูงขึ้นของสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดีของพวกเขามีความเสี่ยงเฉลี่ยของสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดีจะเพิ่มขึ้น 1.20 เท่า; ในทำนองเดียวกันถ้าเป็นคนที่ย้ายไปอยู่ในพื้นที่ที่มีความน่าจะเป็นสูงขึ้นของสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดี, ความเสี่ยงเฉลี่ยของพวกเขาสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดีจะเพิ่มขึ้น 1.14 เท่า. การเปลี่ยนแปลงในสถานะทางทันตกรรมระหว่างชุมชนได้รับการอธิบายอย่างมีนัยสำคัญโดย Gini COEF ไฟเพียงพอ เมื่อ Gini COEF ไฟเพียงพอถูกเพิ่มเข้าไปในการสกัดกั้นอย่างเดียวจำลองอัตราส่วนราคาต่อรองได้เฉลี่ยต่อจำนวนของฟันที่เหลือได้รับการลดลง 50% (MOR ¼ 1.10, 95% CI ¼ 1.02e1.22) ในทางตรงกันข้าม, อัตราส่วนแบ่งที่เกี่ยวข้องกับสุขภาพของตัวเองจัดอันดับไม่ได้อย่างมีนัยสำคัญการเปลี่ยนแปลง (MOR ¼ 1.12, 95% CI ¼ 1.03e1.23). ตารางที่ 2 แสดงให้เห็นถึงการเชื่อมโยงหลายตัวแปรที่มีสุขภาพตนเองการจัดอันดับและตัวแปรอธิบาย หลังจากที่ปรับตามเพศอายุสถานภาพสมรสระดับการศึกษา individual- และชุมชนระดับรายได้เทียบเท่าและสถานะการสูบบุหรี่, การต่อรองหลายระดับอัตราส่วนเพียงพอ Gini COEF Fi สำหรับสุขภาพตนเองการจัดอันดับที่ไม่ดีลดจาก 35.9% (1.39-1.25) และกลายเป็นไฟที่ไม่ใช่นัยสำคัญลาดเท (รุ่น 1) หลังจากที่ระดับชุมชนที่ไม่ได้เป็นอาสาสมัครถูกบันทึกอยู่ในรูปแบบ (รุ่นที่ 2) อัตราส่วนของความไม่เท่าเทียมกันของรายได้จะถูกยับยั้งโดย16.0% (หรือ¼ 1.21) เมื่ออาสาสมัครแต่ละระดับถูกควบคุมยังมีอัตราส่วนราคาต่อรองของความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ยังคงไม่เปลี่ยนแปลง (รุ่น 3) Individual- และความไม่ไว้วางใจในระดับชุมชนไม่ได้ลดทอนความสัมพันธ์ระหว่างความไม่เท่าเทียมกันของรายได้และสุขภาพของตัวเองจัดอันดับ (รุ่นที่ 4 และ 5). ตารางที่ 3 แสดงให้เห็นถึงการเชื่อมโยงหลายตัวแปรสำหรับสถานะทางทันตกรรมและการพยากรณ์ หลังจากที่ปรับค่าตัวแปรทั้งหมด, ความไม่เท่าเทียมกันของรายได้ที่สูงขึ้นมีความสัมพันธ์ยังคงมีสถานะทางทันตกรรมที่ไม่ดี (หรือ¼ 1.54) บุคคลและในระดับชุมชนที่ไม่ได้เป็นอาสาสมัครและความไม่ไว้วางใจไม่ได้ลดอัตราส่วนราคาต่อรองของ Gini COEF เพียงพอ fi, 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.
- อยากเชิญชวนเพื่อนๆทุกคนมากราบไว้
- 带来无价可估的名誉损失
- แค่เพียง
- คลุกเคล้าให้เข้ากัน
- bracelet
- ก็แค่ผู้ชายร้องไห้
- For A that you want separate quotation p
- it doesn't matter how slowly you go so l
- ส่งโบรชัวร์ให้ทางโรงเรียน แล้วให้คุณครูแ
- หนึ่งวันมี24ชัามโมง
- disuse. I did not understand. This word?
- Before the colonel studied Thai literatu
- ผู้จัดงานคือ อุสาหกรรมPort Lincoln’s
- To make somebody look or feel more impor
- missing information
- ทะเล
- please you verify that invoice
- Univariate multi-level odds ratios were
- at six o'clock the president of a camera
- ไกยะสวน
- ปีการศึกษา
- กัลยพัทธ์
- because no people pick my call Tel No.
- Study the following examples,plan the in
