thode quadratique, sondage en grappe:PREPROFLEISS}
{Effet de grappe:DESIGN}
{Moyenne:PREMEAN}
{M
diane:PREMED}
{Compare:COMPARISON}
{Menu proportions:COMPPRO}
{proportions:COMPPRO}
{Chi
pour une table l x c de donn
es:LXNCHI}
{Chi
pour tendance lin
aire:COMPTREND}
{de distributions:COMPGOD}
{Analyse par RIDITS:RIDIT}
{Moyennes:COMPMEAN}
{Variances:COMPVAR}
{Agr
ment:KAPPA}
{Capture/recapture:CAPTURE}
tudie:RISK}
{Dans une
tude de cohorte:RISKCO}
{Incidence cumul
e:RISKCOCEL}
{Densit
d'incidence:RISKCOPERS}
{Incidence cumul
tude stratifi
e:RISKCOSTRATCEL}
{Densit
d'incidence,
tude stratifi
e:RISKCOSTRATPERS}
{Dans une
tude cas-t
moins:RISKCC}
{Incidence cumul
e:RISKCAS}
{Appari
e 1,1:RISKCAS1X1}
{Appari
e 1,2:RISKCAS1X2}
{Stratifi
e:RISKCASSTRAT}
{
tude de d
pistage:SCREEN}
{Efficacit
vaccinale:VACCEFF}
{M
thode de contr
le:VACCRAT}
{
tude de cohorte:VACCCOH}
{
tude cas-t
moins:VACCCAS}
{
tude cas-t
moins appari
e:VACCMCAS}
chantillonne:SAMPMENU}
{Calculs de taille d'
chantillon:SAMPLE}
{
tude descriptive:SAMPLEDES}
{
tude de cohorte:samplecoh}
{
tude cas-t
moins:SAMPLECAS}
{Calculs de puissance:POWER}
{
tude de cohorte:POWERCOH}
{
tude cas-t
moins:POWERCAS}
{Table de nombre au hasard:RANTABLE}
{Liste de nombre au hasard:RANLIST}
{Mesure de probabilit
:PROBABILITY}
{Permutations/combinaisons:PERMUT}
{Distribution binomiale:BINOM}
{Distribution de Poisson:POISSON}
{Distribution normale:Normal}
{Test exact de Fisher:FISHER}
{P d'un chi
connu:KNOWNCHI}
{P d'un t de Student connu:KNOWNT}
{Configuration:SETUP}
{Nombre de lignes d'affichage:VIDEO}
{Risque alpha:ALPHA}
{Langage:LANGUAGE}
{French}
{English}
{Spanish}
Fen
tre d'
dition
{Commandes de l'
diteur:COMMAND}
{Menu fichier:FILES}
{Sauve le fichier courant:SAVE}
{Sauve le fichier courant sous...:SAVEAS}
{Ferme l'
diteur:CLOSEED}
{Menu d'
dition:EDIT}
{Fonction d'
dition R
PARER:UNDO}
{Fonction d'
dition COUPER:CUT}
{Fonction d'
dition COPIER:COPY}
{Fonction d'
dition COLLER:paste}
{Fonction d'
dition EFFACE:ERASE}
{Menu recherche de texte:SEARCHGEN}
{Commence une recherche:SEARCH}
{Recherche et remplace:REPLACE}
{Recherche suivante:NEXTSEARCH}
Option de la ligne d'
{Zoom}
{Fen
tre suivante:NEXT}
{Imprime les r
sultats:Print}
Bienvenu dans le programme d'aide.
Vous pouvez obtenir en cliquant sur les options en surbrillance des renseignements sur les {fen
tres d'aide :HELP}, ou un {index des sujets trait
s:Index}.
{ Dos shell :DOSSHELL}
Quitte momentan
ment
pitable et donne le contr
le au syst
me d'op
ration. Entrez 'EXIT'
l'invite du DOS pour revenir
pitable.
{Index de l'aide:Index}
{ A propos :ABOUT}
Cette option affiche un
cran d'information concernant
pitable version 2.0.
{Index de l'aide:Index}
{ Aide :HELP}
Cette option affiche le bloc du fichier d'aide qui concerne l'option ou la commande depuis laquelle l'aide est demand
e. L'aide contextuelle incorpore des options en mode hypertexte qui permettent de parcourir le fichier dans son ensemble. L'aide est affich
e dans le {langage:LANGUAGE} activ
par l'option {configuration:SETUP} du menu principal.
{Index de l'aide:Index}
{ Change la position et les dimensions d'une fen
tre :MOVE}
Cette option permet
l'utilisateur de d
placer ou de modifier les dimensions d'une fen
tre du bureau depuis le clavier. Le cadre de la fen
tre change alors de couleur (en vert sur les
crans VGA/EGA) et le message de la ligne de statut se modifie. Les touches de d
placement de curseur d
placent la fen
tre; la combinaison Majuscule + touches de d
placement modifie les dimensions de la fen
tre. Toutes les fen
tres peuvent
tre d
es. Seules les dimensions des fen
tres d'aide et d'
dition peuvent
tre modifi
es. ;
{Index de l'aide:Index} {Zoom} {Suivante:Next}
{ Calculette :CALCULATOR}
Cette option affiche une calculatrice qui peut
tre utilis
e pour effectuer des calculs interm
diaires sur des entr
es par exemple. Les touches num
riques, +, -, *, /, =, C sont actives.
Equivalent clavier: F7
{Index de l'aide:Index}
{ Ouvre une fen
tre d'
dition :OPEN}
Cette option cr
e une nouvelle fen
tre d'
dition si aucune n'a encore
e. Un seule fen
tre d'
dition est autoris
la fois. Si une fen
tre d'
dition existe d
, la commande reste sans effet. Un fichier existant peut
tre ouvert, ou un nouveau fichier cr
quivalent clavier: F6 N
Le bouton EDITE des fen
tre de donn
es envoie une s
rie de r
sultats dans la fen
tre d'
dition. Si aucune fen
tre d'
dition n'est active, une nouvelle fen
tre est cr
e. Si une fen
tre d'
dition avait d
e, elle est rendue active, et les r
sultats de la fen
tre appelante sont ajout
s au fichier,
la position du curseur. '
{Commandes de l'
diteur:COMMAND}
{
diteur, menu fichier:FILES}
{Sauve:save}
{Sauve sous...:SAVEAS}
{Ferme l'
diteur:CLOSEED}
{Menu d'
dition:EDIT}
{R
pare:undo}
{Coupe:cut}
{Copie:copy}
{Colle:paste}
{Efface:ERASE}
{Menu recherche/remplace:SEARCHGEN}
{Recherche:SEARCH}
{Remplace:REPLACE}
{Recherche suivante:NEXT}
{Index de l'aide:Index}
{ Efface le bureau :CLEARDESK}
Efface toutes le fen
tres affich
es sur le bureau, en commen
ant avec la plus r
cente. La {sauvegarde:save} du fichier d'
dition est demand
e si n
cessaire.
{Index de l'aide:Index}
{ Quitte
pitable :EXIT}
Quitte le programme
pitable apr
s confirmation. La {sauvegarde:save} du fichier d'
dition est demand
e si n
cessaire.
{Index de l'aide:Index}
{ D
crit :PRECISION}
Ces options calculent les intervalles de confiance autour des estimations de {proportions:PREPRO}, de {moyennes:PREMEAN}, ou de {m
dianes:PREMED}, en utilisant la valeur du risque {alpha} d
termin
e dans la {configuration:SETUP}.
{Index de l'aide:Index}
{ Intervalle de confiance d'une proportion :PREPRO}
{M
thode binomiale exacte et quadratique:PREPROBIN}
{M
thode quadratique adapt
e pour sondage en grappe:PREPROFLEISS}
{Effet de grappe:DESIGN}
{D
crit:PRECISION} {Index de l'aide:Index}
{ IC binomial et quadratique d'une proportion :PREPROBIN}
Param
tres:
chantillon > valeur observ
chantillon et valeur observ
e > 0
Les intervalles de confiance par la m
thode binomiale exacte et Mid-p sont calcul
La limite
100 * (1-
) % de l'intervalle de confiance d'un param
tre p est donn
e par:
n n k n-k n n!
Pr(X
p = p1) =
C p1 (1-p1) avec C =
k=x k k (n-k)!
x n k n-k
Pr(X
p = p2) =
C p2 (1-p2)
k=0 k
Ces calculs sont valables pour des tirages de Bernouilli qui v
rifient les conditions suivantes:
- chaque tirage
deux r
sultats mutuellement exclusifs
- la probabilit
de succ
s reste constante entre les tirages
- les tirages sont ind
pendants
[Bernard Rosner, Fundamental of Biostatistics, 2nd edition, p.168] [Wayne W. Daniel, Biostatistics: a foundation for analysis in the Health Sciences, 5th edition, p.73] *
Approximation quadratique de Fleiss
_______________________
(2np+z
-1) - z
- (2+1/n) + 4p(nq+1)
Pl =
2 (n + z
_______________________
(2np+z
+1) + z
+ (2-1/n) + 4p(nq-1)
Pu =
2 (n + z
Avec z = 1.96 for
Cette approximation de l'intervalle de confiance reste valable m
me quand le param
tre p s'approche de z
ro ou de un. Elle peut remplacer l'approximation par la distribution normale dans tous les cas. [
[Joseph L. Fleiss, Statistical Methods for Rates and Proportions, 2nd edition, pp. 14-15] d
{M
thode quadratique adapt
e au sondage en grappe:PREPROFLEISS}
{Effet de grappe:DESIGN}
{Menu pr
cision:PRECISION} {Index de l'aide:Index}
{ IC quadratique d'une proportion,
chantillonnage en grappe :PREPROFLEISS}
Param
tres:
chantillon > valeur observ
chantillon et valeur observ
e > 0
Effet de grappe > 0
C'est une adaptation de la {m
thode quadratique de Fleiss:PREPROFLEISS} prenant en compte l'effet de grappe [DE]. Le nombre de sujet de la formule de Fleiss est remplac
par une nouvelle valeur [Nc] correspondant au nombre de sujets divis
[n] par l'effet de grappe [DE]:
Nc = n / DE
__________________________
(2Nc*p+z
-1) - z
- (2+1/Nc) + 4p(Nc*q+1)
Pl =
2 (Nc + z
__________________________
(2Nc*p+z
+1) + z
+ (2-1/Nc) + 4p(Nc*q-1)
Pu =
2 (Nc + z
With z = 1.96 for
{M
thode binomiale:PREPROBIN}
{Effet de grappe:DESIGN}
{D
crit:PRECISION} {Index de l'aide:Index}
{ Effet de grappe :DESIGN}
Param
tres: Il doit y avoir un minimum de 2 grappes entr
es. La somme des num
rateurs doit
tre sup
rieure
Entrez pour chacune des grappes le nombre de personnes pr
sentant la caract
ristique
e dans la premi
re colonne (Num), et le nombre total de personnes dans la grappe dans la seconde colonne (Den). H
Lorsque toutes les grappes ont
compl
es, appuyez sur "Calculer". w
L'effet de grappe est le rapport de la variance avec sondage en grappe sur la variance avec sondage al
atoire simple. )
Variance avec sondage al
atoire simple: ^
p (1-p)
Var sas=
n
Variance avec sondage en grappe: k
(pi - p)
Var grap =
K (k-1)
L'effet de grappe est calcul
jusqu'
48 grappes
pi: proportion dans la grappe i
(pi - p)
n p : proportion globale
DE = -------------- n : taille d'
chantillon
k(k-1) p (1-p) k : nombre de grappes
Cette formule s'applique pour des grappes de taille
gales, ayant une m
me probabilit
d'avoir
[Sampling Techniques for Evaluating Health Parameters in Developing Countries, A working paper, US Department of Health and Human Services, CDC Atlanta, GA 30333 pp: 7-8] k
{M
thode binomiale:PREPROBIN}
{M
thode quadratique adapt
e pour sondage en grappe:PREPROFLEISS}
{D
crit:PRECISION} {Index de l'aide:Index}
{ Intervalle de confiance d'une moyenne :PREMEAN}
Param
tre: La d
viation standard doit
tre > 0
Population >
chantillon
chantillon > 30
Si la taille de la population de laquelle est extrait l'
chantillon est inconnue, il faut garder la valeur propos
e par d
faut: 999999999.
La formule utilis
e est:
n:
chantillon
(N - n) N: Population
Erreur type = z
viation standard
(N - 1) z: Risque d'erreur
[Bernard PM, Lapointe C, Mesures statistiques en
miologie, ISBN 2-7605-0446-8, PP 277-282] 9
{Menu d
crit:PRECISION} {Index de l'aide:Index}
{ Intervalle de confiance d'une m
diane :PREMED}
Param
tres:
chantillon > 0
Les formules utilis
es sont les suivantes: {
M
diane: Valeur correspondant
l'observation (n+1)/2
des valeurs de l'
chantillon tri
Erreur Type = (z *
[Bernard PM, Lapointe C, Mesures statistiques en
miologie, ISBN 2-7605-0446-8, P 283] 9
{Menu d
crit:PRECISION} {Index de l'aide:Index}
{ Mesure d'association :RISK}
Les mesures d'association suivantes sont estim
es pour des
tudes de {cohorte:RISKCO} et {cas-t
moins:RISKCC}.
- risque relatif
- risque attribuable
- fraction attribuable ou pr
venue chez les expos
- rapport des cotes
{Index de l'aide:Index}
{ Mesure d'association,
tude de cohorte :RISKCO}
Dans une
tude de cohorte, les mesures d'association sont estim
es pour des tables de donn
es en incidence {cumul
e:RISKCOCEL} et en {densit
:RISKCOPERS} d'incidence (d
nominateurs exprim
s en personne/temps).
Dans des
tudes de cohorte stratifi
es, apr
s avoir sp
le nombre de strates, les mesures d'association sont estim
es en incidence {cumul
e:RISKCOSTRATCEL} et en {densit
:RISKCOSTRATPERS} d'incidence. @
{Mesures d'association dans une
tude cas-t
moins:RISKCC}
{Mesure d'association:RISK} {Index de l'aide:Index}
{ Mesure d'association,
tude de cohorte, incidence cumul
e :RISKCOCEL}
Param
tres: a+b > 0
c+d > 0
Maladie
+ -
Exposition +
a
b
a + b
Exposition -
c
d
c + d
Risque chez les expos
s: Re = a/(a+b)
Risque chez les non-expos
s: Rne = c/(c+d)
a/(a+b)
Risque relatif: RR =
c/(c+d)
a*d
Rapport des cotes: OR =
b*c
______________________
(b/(a(a+b))+d/(c(c+d)))
100*(1-
)% IC, s
ries de Taylor : RR
a c 1
Risque attribuable: AR =
, 100*(1-
)% CI : AR
(a + b) (c + d)
Fraction attribuable chez les expos
s : AR% = ARx100/(a/(a+b))
Risque attribuable dans la population : PAR = (a+c/N) - (c/(c+d))
Fraction attribuable dans la population : PAR% = PARx100/((a+b)/N)
(l'exposition ne doit pas
tre distribu
e arbitrairement)
[Charles H. Hennekens, Epidemiology in Medicine, 1st edition, pp.77-96]
{Densit
d'incidence:RISKCOPERS}
{Incidence cumul
tude stratifi
e:RISKCOSTRATCEL}
{Densit
d'incidence,
tude stratifi
e:RISKCOSTRATPERS}
{Mesure d'association:RISK} {Index de l'aide:Index}
{ Mesure d'association,
tude de cohorte, densit
d'incidence :RISKCOPERS}
Param
tres: a+b > 0
c+d > 0
Maladie Temps/Personne
+
Exposition +
a
-
TPa
Exposition -
b
-
TPb
Risque chez les expos
s: Re = a/PTa
Risque chez les non-expos
s: Rne = c/PTb
a/TPa
Risque relatif: RR =
b/TPb
__________
1/a + 1/b)
100*(1-
)% IC, s
ries de Taylor : RR
a - (a+b)*PTa/(PTa+PTb)
X =
((a+b)*PTa*PTb/(PTa+PTb)
a b 1
Risque attribuable: AR =
, 100*(1-
)% CI : AR
TPa TPb
Fraction attribuable: AR% = (1-1/RR)*100
[Paul M. Bernard,.. Mesures statistiques en
miologie, p. 286] [Charles H. Hennekens, Epidemiology in Medicine, 1st edition, pp.77-96]
{Incidence cumul
e:RISKCOCEL}
{Incidence cumul
tude stratifi
e:RISKCOSTRATCEL}
{Densit
d'incidence,
tude stratifi
e:RISKCOSTRATPERS}
{Mesure d'association:RISK} {Index de l'aide:Index}
{ Mesure d'association,
tude de cohorte stratifi
e, incidence cumul
e :RISKCOSTRATCEL}
Maladie
Strate i + -
Exposition +
a
b
a + b
Exposition -
c
d
c + d
Risque relatif global de Mantel-Haenszel: [
a(c + d)/N
RRMH =
c(a + b)/N
Risque relatif standardis
sur la population expos
RRST =
c(a+b)
(c+d)
et intervalles de confiance de Mantel-Haenszel ;
(a+b)(a+c)
N
(1
MHX
, 100*(1-
)% IC = RRMH
(a+b)(c+d)(a+c)(b+d)
N
(N-1)
{Incidence cumul
e:RISKCOCEL}
{Densit
d'incidence:RISKCOPERS}
{Densit
d'incidence,
tude stratifi
e:RISKCOSTRATPERS}
{Mesure d'association:RISK} {Index de l'aide:Index}
{ Mesure d'association,
tude de cohorte stratifi
e, densit
d'incidence :RISKCOSTRATPERS}
Strate i Maladie Temps/Personne
+
Exposition +
a
-
TPa
Exposition -
b
-
TPb
Risque relatif global de Mantel-Haenszel: Y
a * TPb/N
RRMH =
b * TPa/N
Risque relatif standardis
sur la population expos
RRMH =
b*TPa
TPb
et intervalles de confiance de Mantel-Haenszel: 4
(a+b) TPa
N
(1
MHX
, 100*(1-
)% CI = RRMH
(a+b) * TPa * TPb
N
{Incidence cumul
e:RISKCOCEL}
{Densit
d'incidence:RISKCOPERS}
{Incidence cumul
tude stratifi
e:RISKCOSTRATCEL}
{Mesure d'association:RISK} {Index de l'aide:Index}
{ Mesure d'association,
tude cas-t
moins :RISKCC}
Les mesures d'associations sont estim
es dans les
tudes cas-t
moins pour des tables de donn
es en incidence {cumul
e:RISKCAS}, et pour des
tudes {appari
es 1,1:RISKCAS1X1}, {appari
es 1,2:RISKCAS1X2} et {stratifi
es:RISKCASSTRAT}. >
{Mesure d'association dans une
tude de cohorte:RISKCO}
{Mesure d'association:RISK} {Index de l'aide:Index}
{ Mesure d'association,
tude cas-t
moins :RISKCAS}
Cas T
moins
Exposition +
a
b
Exposition -
c
d
a + c b + d T
a * d
OR =
b * c
_______________________
(1/a)+(1/b)+(1/c)+(1/d)
100*(1-
)% IC, s
ries de Taylor : OR
Risque attribuable : AR = OR - 1 , 100*(1-
)% IC = 1-(1-AR) E
Fraction attribuable chez les expos
s : AR% = ((OR - 1)/ OR ) x 100
Fraction attribuable dans la population: PAR% = AR% x a/(a+c) (Ne consid
rer PAR% que si les t
moins sont repr
sentatifs de la population g
rale) L
Les intervalles de confiance par la m
thode exacte et Mid-p sont calcul
[Kenneth Rothman, Modern Epidemiology, Little, Brown and Company, 1986, P. 169] h
{Appariement 1,1:RISKCAS1X1}
{Appariement 1,2:RISKCAS1X2}
{Stratification:RISKCASSTRAT}
{Mesure d'association:RISK} {Index de l'aide:Index}
{ Mesure d'association,
tude cas-t
moins appari
e 1,1 :RISKCAS1X1}
T
moins
Expos
s Non Exp.
Cas
Expos
a
b
a + b
Non Expos
c
d
c + d
a + c b + d N
(b - c)
X
b + c
(
b - c
- 1)
X
Yate =
b + c
b (1
RR =
, 100% * (1-
) IC : RR
c
{Incidence cumul
e:RISKCAS}
{Appariement 1,2:RISKCAS1X2}
{Stratification:RISKCASSTRAT}
{Mesure d'association:RISK} {Index de l'aide:Index}
{ Mesure d'association,
tude cas-t
moins appari
e 1,2 :RISKCAS1X2}
T
moins expos
2+ 1+1- 2-
Cas
Expos
a
b
c
a + b + c
Non Expos
d
e
f
d + e + f
a + d b + e c + f N
{Densit
d'incidence:RISKCAS}
{Appariement 1,1:RISKCAS1X2}
{Stratification:RISKCASSTRAT}
{Mesure d'association:RISK} {Index de l'aide:Index}
{ Mesure d'association,
tude cas-t
moins stratifi
e :RISKCASSTRAT}
Strate i Cas T
moins
Exposition +
a
b
Exposition -
c
d
a + c b + d T
Risque relatif global de Mantel-Haenszel: I
RRstd =
Risque relatif standardis
sur la population expos
RRstd =
bc/d
et intervalles de confiance de Mantel-Haenszel: :
(a+b)(a+c)
N
(1
MHX
, 100*(1-
)% IC = RRMH
(a+b)(c+d)(a+c)(b+d)
N
(N-1)
thode de pond
ration du maximum de vraisemblance (maximum likehood pooling method) est utilis
galement. Voir: S
[cf Kenneth Rothman, Modern Epidemiology, Little, Brown and Company, 1986, p.190] f
{Incidence cumul
e:RISKCAS}
{Appariement 1,1:RISKCAS1X1}
{Appariement 1,2:RISKCAS1X2}
{Mesure d'association:RISK} {Index de l'aide:Index}
{ Menu probabilit
:PROBABILITY}
La th
orie des probabilit
s est le fondement de l'inf
rence statistique. ,
Les probabilit
s, ou valeur p sont calcul
es pour des valeurs connues de {Chi
:KNOWNCHI} ou du {t de Student:KNOWNT}. Pour des tables de donn
es, les valeurs p sont calcul
l'aide du {test du Chi
:LXNCHI}, du test de Chi
pour {tendance:COMPTREND} lin
aire, et du test exact de {Fisher:FISHER}.
Les probabilit
s des distributions discr
tes {binomiale:BINOM} et de {Poisson} et les probabilit
s de la distribution continue {normale:NORMAL} sont calcul
es. ;
Les {permutations et combinaisons:PERMUT} sont calcul
{Index de l'aide:Index}
{ Valeur p d'un Chi
connu :KNOWNCHI}
Param
tres: - Degr
s de libert
- X
Ce programme attends une valeur connue de Chi
tester ainsi que le nombre de degr
s de libert
s nombre de lignes -1) * (nombre de colonnes - 1) et retourne la valeur p associ
{Mesure de probabilit
:PROBABILITY} {Index de l'aide:Index}
{ Valeur p d'un t de Student connu :KNOWNT}
Param
tres: - Degr
s de libert
- t > 0
- Des valeurs trop
es telles que des degr
s de libert
> 50
peuvent bloquer le programme.
Ce programme attends une valeur connue du t de student
tester ainsi que le nombre de degr
s de libert
s (ddl = N-1) et retourne la valeur p associ
{Mesure de probabilit
:PROBABILITY} {Index de l'aide:Index}
{ Test exact de Fisher uni et bilat
ral :FISHER}
Param
tres: -les totaux des lignes et des colonnes doivent tous
tre >0.
Il n'y a pas de limitation dans l'
tendue des entr
es autoris
es dans la table. L'algorithme utilis
maintient les calculs interm
diaires aussi pr
s que possible de 1 et n'entra
ne pas de d
passement des capacit
s num
riques du coprocesseur.
+ -
+
a
b
a + b
-
c
d
c + d
a + c b + d N
La probabilit
associ
e avec le tableau pr
est donn
e par la formule: a
(a+c)! (b+d)! (c+d)! (a+b)!
p =
N! a! b! c! d!
Les configurations plus extr
mes sont
es dans la m
me direction d'association, test unilat
ral, puis dans la direction d'association oppos
e, test bilat
ral. L'utilisation d'un test unilat
ral revient
liminer comme sans signification une
ventuelle association trouv
e dans la direction oppos
{Mesure de probabilit
:PROBABILITY} {Index de l'aide:Index}
{ Probabilit
de la distribution binomiale :BINOM}
Param
tres: - valeur observ
chantillon 1
- pourcentage attendu > 0% et < 100%
Il n'y a pas de limitation dans l'
tendue des entr
es autoris
es dans la table. L'algorithme utilis
maintient les calculs interm
diaires aussi pr
s que possible de 1 et n'entra
ne pas de d
passement des capacit
s num
riques du coprocesseur.
Cette option calcule la probabilit
d'observer x succ
s en effectuant N tirages de Bernouilli si la proportion de succ
s dans la population est connue.
La probabilit
pi d'observer exactement ni succ
s en N tirage si la proportion attendue dans la population est p, est donn
e par: _
N! ni (N-ni)
Pi=
* p * q
ni! (N-ni)!
Les probabilit
s d'observer < ni,
ni,
ni or > ni succ
s sont calcul
es en ajoutant les pi trouv
es pour des valeurs
tester s'
tendant de N
ni, et de ni
0. u
{Probabilit
de la distribution de Poisson:POISSON}
{Probabilit
de la distribution normale:Normal}
{Mesure de probabilit
:PROBABILITY} {Index de l'aide:Index}
{ Probabilit
de la distribution de Poisson :POISSON}
Param
tres: - nombre moyen d'
nements > 0
La distribution de Poisson donne la probabilit
d'observer x
nements survenant au hasard dans un intervalle de temps ou un espace donn
si L est le nombre moyen d'
nements attendus pour un tel intervalle.
La formule est: \
-L x
e * L
P(x
x!
e= Exp(1) =2.718....
Les probabilit
s d'observer < x,
x or > x
nements sont calcul
es en ajoutant les pi pour des valeurs
tester s'
tendant de 0
x. r
{Probabilit
de la distribution binomiale:BINOM}
{Probabilit
de la distribution normale:Normal}
{Mesure de probabilit
:PROBABILITY} {Index de l'aide:Index}
{ Probabilit
de la distribution normale :NORMAL}
Param
tres: -
> 0 g
tant donn
, cette option calcule la probabilit
d'observer une valeur < a,
b ou
a et < b. u
a 1 -(x-
p(x<a) =
b 1 -(x-
p(x
a and < b) =
1 -(x-
p(x>b) =
La distribution normale
tant une distribution continue, la probabilit
d'observer exactement a ou b est = 0. v
{Probabilit
de la distribution binomiale:BINOM}
{Probabilit
de la distribution de Poisson:POISSON}
{Mesure de probabilit
:PROBABILITY} {Index de l'aide:Index}
{ Permutations/combinaisons :PERMUT}
Une permutation est le nombre de possibilit
s de ranger des objets en consid
rant leur ordre d'apparition.
Param
tre: E
- X > N: le nombre d'objet doit
tre sup
rieur au nombre de prises. r
- Le nombre maximum de permutations qui puisse
tre calcul
est
10E+4095 du fait des limitations num
riques du coprocesseur.
pitable simule la pr
sence d'un coprocesseur math
matique m
me si l'ordinateur n'en est pas dot
. L'ajout d'un coprocesseur math
matiques augmentera donc la vitesse, mais pas l'
tendue des calculs. Un message appara
t en cas de d
bordement. =
Le nombre de permutations de n objets pris r
la fois est: ,
n!
nPr =
(n-r)!
Une combinaison est un arrangement qui ne tient pas compte de l'ordre d'apparition. =
Le nombre de combinaisons de n objets pris r
la fois est: 1
n!
nCr =
r!(n-r)!
{Mesure de probabilit
:PROBABILITY} {Index de l'aide:Index}
{ Menu Compare :COMPARISON}
Des comparaisons de {proportions:pro}, {moyennes:COMPMEAN} et {variances:Compvar} sont effectu
es en utilisant des tests statistiques.
{Index de l'aide:Index}
{ Comparaisons de proportions :PRO}
Les comparaisons de proportions peuvent
tre effectu
e de diff
rentes fa
ons en fonction du type de la variable de classification.
Les donn
es peuvent
tre exprim
es directement sous forme de {proportions:COMpPRO}, ou sous forme de {tableau de donn
es lxc:LXNCHI}. ~
Une tendance lin
aire est test
e pour une variable de classification quantitative par {chi
de tendance lin
aire:COMPTREND}.
Pour comparer une distribution observ
une distribution de r
rence, un test de {comparaison de distribution:COMPGOD} (goodness of fit) est utilis
Si la variable de classification est de type qualitatif ordonn
, {une analyse par ridits:RIDIT} est possible. G
L'agr
ment entre deux observateurs est mesur
par le test du {Kappa}. w
Les informations provenant de deux syst
mes de surveillance sont compar
es par le test de {capture/recapture:CAPTURE}
{Index de l'aide:Index}
{ Chi
and valeur p d'une table l x c de donn
es :LXNCHI}
Param
tres: - Les totaux des lignes et des colonnes doivent tous
tre diff
rents de 0.
Le nombre de lignes et de colonnes de la table de donn
es est sp
en premier. Chaque cellule est alors entr
e. Les calculs sont effectu
s quand le bouton calcul est frapp
La formule utilis
e est :
(o - e)
X
, df = (ligne-1) x (colonne-1)
e
o: valeur observ
e: valeur attendue [(total ligne * total colonne) / N]
Si une table 2 x 2 est entr
e et qu'une valeur attendue est <5, le Chi
corrig
de Yates est utilis
(
o - e
X
, ddl = (Lignes-1) x (colonnes-1)
e
o: valeur observ
e: valeur attendue [(total ligne * total colonne)/N]
{Mesure de probabilit
:PROBABILITY} {Index de l'aide:Index}
[Charles H. Hennekens, Epidemiology in Medicine, 1st edition, p.248]
{ Chi
de tendance :COMPTREND}
Organisation des donn
Exposition Mal+ Mal- ni pi
__________________________________________
x1 n1+ n1- n1 p1
. . . . .
. . . . .
Xi ni+ ni- ni pi
. . . . .
. . . . .
Xk nk+ nk- nk pk
__________________________________________
X n+ n- n p
Calculs:
k
1[nipi]
p =
q = 1 - p, k: # de niveaux d'exposition
k[ni]
1
k
= 1/pq *
[ni*(pi-p)
], k-1 degr
s de libert
1
k
1 ni(pi-p)(xi-x)
Pente: b =
k ni(xi-x)
1
k
pente = b
/(p*q)*
ni(xi-x)
, 1 degr
de libert
1
k
with x =
[nixi]/n
1
xi: niveau d'exposition
de lin
pente, k-2 degr
s de libert
standard indique des diff
rences significatives parmi les niveaux d'exposition, mais ne permet pas de d
crire un accroissement li
l'exposition. Le X
de lin
tests si l'association s'
carte de la lin
. Le X
de pente teste si la pente de l'association entre niveau d'exposition et outcome est significativement diff
rente de 0. Pour permettre d'inf
partir d'un X
de pente significatif, le X
de lin
ne doit pas
tre significatif, signifiant que l'association ne s'
carte pas du mod
le lin
aire. ]
[Joseph L. Fleiss, Statistical Methods for Rates and Proportions, 2nd edition, pp. 143-146] <
{Menu Compare:COMPARISON} {Index de l'aide:Index}
{ Comparaison de proportions :COMPPRO}
Param
tres: - les proportions doivent
tre > 0% et < 100%
Cette option compare globalement plusieurs proportions par le test du Chi
. La mani
re dont les donn
es sont entr
es est la seule diff
rence avec l'option {Calcul du Chi
:LXNCHI}
{Comparaison de moyennes:COMPMEAN}
{Comparaison de variances:COMPVAR}
{comparaison de distributions:COMPGOD}
{Index de l'aide:Index}
{ Comparaison de moyennes par analyse de la variance :COMPMEAN}
Param
tres:
Les variances et tailles d'
chantillons doivent
tre > 0.
Au moins une moyenne doit diff
rer des autres.
Cette option effectue un test F(c-1,N-c). Ceci est
quivalent
un test t de Student dans le cas de deux
chantillons.
chantillon
# 1 2 ... n
moyenne m1 m2 ... mn
Variance S
1 S
2 ... S
Sujets n1 n2 ... nn
N =
ni c = # d'
chantillons
nimi
(nimi)
Variance entre
chantillons (Vs) =
c - 1
[(ni-1)Si
Variance r
siduelle (Vr) =
N - c
Vs
F =
avec C-1 et N-c degr
s de libert
Vr
Ce test est valable si tous les
chantillons proviennent de populations distribu
es normalement et ayant des variances ne diff
rant pas significativement.
Dans le cas de deux
chantillons, si les variances diff
rent significativement, la m
thode de Satterthwaite est utilis
e pour comparer les moyennes. `
Test t pour deux
chantillon ind
pendants de variances diff
rentes (M
thode de Satterthwaite):
Ho:
l =
\
/n1+S2
(s1
/n1+s2
d"' = Int
/(n1-1) + (s2
/(n2-1)
If l > t alors on rejette Ho sinon on accepte Ho
d",1-
[Bernard Rosner, Fundamental de Biostatistics, 2nd edition, pp.258-263]
{Comparaison de proportions:PRO}
{Comparaison de variances:COMPVAR}
{comparaison de distributions:COMPGOD}
{Index de l'aide:Index}
{ Comparaison de 2 variances :COMPVAR}
La comparaison de deux variances Sa
et Sb
, estim
es sur Na et Nb sujets respectivement (Sa
) est effectu
e par le test F: A
Sa
F=
Sb
avec Na-1 et Nb-1 degr
s de libert
thode est valide si les deux s
ries proviennent de population distribu
es normalement.
{Comparaison de proportions:PRO}
{Comparaison de moyennes:COMPMEAN}
{comparaison de distributions:COMPGOD}
{Index de l'aide:Index}
{ Comparaison de 2 distributions :COMPGOD}
Cette option compare une distribution observ
une distribution attendue par un test du Chi
. La premi
re colonne correspond aux valeurs observ
es dont l'on veut tester la distribution. La deuxi
me colonne correspond
la distribution attendue. Cette distribution attendue peut
tre entr
e en pourcentages ou en valeurs enti
res.
Pour tester par exemple la plausibilit
d'une distribution par sexe montrant 45 gar
ons pour 55 filles, alors que l'on attend 50% vs 50%, les trois tables suivantes sont
quivalente: )
ro Observ
Distribution Attendu
#1 45 1 50
#2 55 1 50
ro Observ
Distribution Attendu
#1 45 50.0 50
#2 55 50.0 50
ro Observ
Distribution Attendu
#1 45 0.5 50
#2 55 0.5 50
La colonne "Attendu" est ajout
e au moment du calcul du test et correspond aux proportions attendues dans chaque groupe, si la distribution attendue avait
parfaitement observ
La signification du test est calcul
e pour Lignes-1 degr
s de libert
s. Si un ou plusieurs param
tres de la distribution observ
e ont
utilis
s pour d
finir la population attendue, il faut calculer la signification en tenant compte de ces param
tres dans le calcul des degr
s de libert
: Lignes - 1 - n, n=nombre de param
tres calcul
s depuis la distribution observ
e. Il suffit d'appeler la commande "probabilit
d'un {Chi
connu:KNOWNCHI}" et d'indiquer les degr
s de libert
s comme indiqu
Par exemple, pour v
rifier l'hypoth
se qu'une distribution observ
partie en 10 classes suit une loi normale, on calcule les deux param
tres
de la distribution normale attendue
partir de la distribution observ
e. Puis on utilise la commande "Probabilit
d'une {distribution normale:NORMAL}" pour calculer la probabilit
associ
e avec chaque intervalle. Cette valeur est entr
e pour chacune de 10 classes dans la table, dans la colonne distribution, et le test est effectu
. Comme deux param
tres ont
calcul
s sur la distribution observ
e, il faut retrancher 2 au nombre de degr
s de libert
pour le test. On appelle alors "probabilit
d'un Chi
connu" o
l'on entre la valeur du Chi
calcul
e et 7 degr
s de libert
{Comparaison de proportions:PRO}
{Comparaison de moyennes:COMPMEAN}
{comparaison de variances:COMPVAR}
{Index de l'aide:Index}
{ Analyse des ridits :RIDIT}
RIDIT signifie "Relative to an IDentified DIsTribution". Cette technique d'analyse utilise l'ordonnancement naturel existant au sein des classes de classification. Une population standard de r
rence est choisie. Les ridits sont calcul
s au sein de cette population de r
rence.
Population de r
rence
Intervalles N Ridit
---------------------------------
Aucun 15 0.065
Mineur 22 0.226
Mod
25 0.430
S
re 18 0.617
S
rieux 16 0.765
Critique 14 0.896
Fatal 5 0.978
---------------------------------
Total 115
La valeur du ridit dans chaque classe, pour k classes, est donn
e par: J
1
Ridit[i] =
[(N(i-1>0) + Ni)/2]/N
i=k
Cette distribution des ridits est appliqu
la population de comparaison:
Population de comparison
Intervalles N Ridit Produit
--------------------------------------
Aucun 6 0.065 0.390
Mineur 7 0.226 1.582
Mod
5 0.430 2.150
S
re 12 0.617 7.404
S
rieux 16 0.765 12.240
Critique 6 0.896 5.376
Fatal 4 0.978 3.912
--------------------------------------
Total 56 33.054
Ridit moyen = 33.054/56 = 0.590
Le ridit moyen pour un groupe est la somme des produits des fr
quences observ
es par le ridit de la classe correspondante, divis
par le nombre total d'observations. 4
L'erreur standard de cette moyenne est donn
e par:
1
n + 1 1
(Ni + ni)
se(r)=
1 +
2
3n \
N N( N + n - 1) N (N + n) ( N + n - 1)
Avec N : Total de la population de r
rence
n : Total de la population de comparaison
ni, Ni : Observations dans la classe i
La signification de la diff
rence observ
e entre le ridit moyen et la valeur attendue de 0,5 est test
e par: U
_
r - 0.5
z =
se(r)
Dans l'exemple pr
dent, on obtient: A
Z= 1.942, correspondant
une statistique p = 0.052
[Joseph L. Fleiss, Statistical Methods for Rates and Proportions, 2nd edition, pp. 150-156]
{Menu proportion:PRO}
{Comparaison de proportions:PRO}
{Comparaison de moyennes:COMPMEAN}
{comparaison de variances:COMPVAR}
{Index de l'aide:Index}
{ Mesure de l'exhaustivit
par capture/recapture :CAPTURE}
thode de capture/recapture d'estimer le nombre total de cas d'une maladie ou d'un
nement dans une population
l'aide d'informations obtenues par deux syst
mes de surveillance de cette maladie, ind
pendants. On peut ainsi mesurer l'exhaustivit
de chacun des syst
mes, et l'exhaustivit
de la combinaison des deux syst
mes de surveillance. M
Trois conditions doivent
tre remplies pour que la m
thode soit applicable: C
- Tous les
nements identifi
s (ou cas) sont de vrais cas
- La m
thode de croisement identifie tous les vrais doublons,
et seulement les vrais doublons
- Les deux syst
mes sont ind
pendants, c'est
dire que la probabilit
d'
tre d
dans un syst
me est ind
pendante de la probabilit
d'
tre d
dans l'autre
L'ind
pendance des deux syst
mes peut
tre test
e par une stratification en sous-groupes (tranche d'
ge par exemple).
Soit deux syst
mes S1 et S2, rapportant respectivement R et S m
nements. Le croisement des informations contenues dans ces deux syst
mes permet de construire le tableau suivant: ?
Syst
+ -
+
C
n2
Syst
1
-
n1
?
R N
Pour chacune des strates, ou pour l'ensemble des donn
es en absence de stratification, on indique d'abord les cas d
s dans le syst
me de surveillance N
1 (R), puis les cas d
s dans le syst
me de surveillance N
2 (S), puis les cas apparaissant dans les deux syst
mes (les doublons, C): I
N
Surv 1 Surv 2 Surv 1&2
1 R S C
Les r
sultats suivants sont retourn
Surv 1 Surv 2 Surv 1&2 Total Exhaustivit
S1 et S2 + IC
1 R S C N P1 p1l-p1h P2 p2l=p2h
L'estimation du nombre total de cas dans la population est donn
par la formule de Chapman et Seber: J
(R+1) * (S+1)
N =
C+1
La variance de cette estimation est donn
e par:
(R+1)*(S+1)*n1*n2
Var(N) =
(C+1)
*(C+2)
______
L'intervalle de confiance de cette estimation est N
Var(n)
R S
Le taux d'exhaustivit
du syst
1 est P1=
et de P2=
N N
R+S-c
Le taux d'exhaustivit
de la combinaison des 2 syst
mes est:
N
L'intervalle de confiance de ces proportions sont calcul
s en utilisant l'{approximation quadratique de Fleiss:PREPROFLEISS}.
Quand on utilise une stratification pour tester l'ind
pendance des deux syst
mes, le programme calcule pour chaque strate les taux d'exhaustivit
, p1i et p2i et teste l'ind
pendance par le coefficient de corr
lation r: q
Ni*(p1i-p1)*(p2i-p2)
r =
Ni*(p1i-p1)
Ni*(p2i-p2)
La signification de r*
((n-2)/(1-r
)) est test
e avec (nombre de strate - 2) degr
s de libert
, en utilisant la distribution du {t de student:KNOWNT}.
{Menu proportion:PRO}
{Comparaison de proportions:PRO}
{Comparaison de moyennes:COMPMEAN}
{comparaison de variances:COMPVAR}
{Index de l'aide:Index}
{ Mesure de l'agr
ment entre deux observateurs, le coefficient kappa :KAPPA}
Param
tres: les totaux des lignes et des colonnes doivent tous
tre > 0. %
Organisation du tableau de donn
La mesure d'agr
ment est effectu
e dans le cas de donn
es qualitatives. Six classes de valeurs sont accept
es. Chaque cellule du tableau correspond
un COMPTAGE d'observations en fonction de la cat
gorie allou
e par chacun des observateurs. h
Observateur B
Observateur A 1 2 3 .. 6 Total
1 n11 n12 n13 .. n16 n1.
2 n21 n22 n23 .. n26 n2.
.
.
6 n61 n62 n63 .. n66 n6.
Total n.1 n.2 n.3 .. n.6 N
Lors des calculs, les
rations sont chang
es en proportions: #
Pij=nij/N
La proportion totale d'agr
ment observ
est donn
e par: e
k
Po=
Pii (k= nombre de classes
i=1
La proportion totale d'agr
ment li
la chance est donn
e par: H
k
Pe=
Pi. * P.i
i=1
La valeur de kappa est donn
e par: O
Po - Pe
k =
1 - pe
L'erreur standardis
e de kappa est estim
e par:
1
se(k) =
Pe + Pe
Pi. * P.i * (Pi.+P.i)
(1-Pe)
n \
k
z =
se(k)
L'hypoth
se est rejet
e si le p correspondant au z est suffisamment grand. Cette valeur p est bilat
rale. Un test unilat
ral est souvent plus appropri
dans les mesures d'agr
ments. La valeur p est divis
e par deux dans ce cas. f
[Fleiss J., Statistical methods for rates and proportions, second edition, 1981, ISBN 0-471-06428-9]
{Comparaison de proportions:PRO}
{Comparaison de variances:COMPVAR}
{comparaison de distributions:COMPGOD}
{Index de l'aide:Index}
chantillonne :SAMPMENU}
Les calculs de {taille d'
chantillon:SAMPLE} sont effectu
s pour trois types d'
tudes particuli
tudes {descriptives:SAMPLEDES}, de {cohortes:SAMPLECOH} et {cas-t
moins:SAMPLECAS}.
Les calculs de {puissance:POWER} sont effectu
s pour deux types d'enqu
tes: enqu
tes de {cohortes:POWERCOH} et {cas-t
moins:POWERCAS}. w
Un programme de {g
ration de nombres au hasard:RANTABLE}, ou de {liste de nombre au hasard:RANLIST} est accessible. !
{Index de l'aide:Index}
{ G
rateur de table de nombres au hasard :SAMPMENU}
Cette option g
re une table de nombre au hasard. Les options propos
es sont le nombre de chiffres des nombres g
s, ainsi que le nombre total de nombres. =
chantillonne :SAMPMENU} {Index de l'aide:Index}
{ G
rateur de liste de nombres au hasard :SAMPMENU}
Cette option g
re une liste de nombre au hasard compris entre une valeur minimum et une valeur maximum. Le tirage de ces nombres peut
tre effectu
avec remise ou sans remise. Dans ce dernier cas, il n'y aura jamais de doublons. =
chantillonne :SAMPMENU} {Index de l'aide:Index}
{ Efficacit
vaccinale :VACCEFF}
L'efficacit
vaccinale est mesur
e par comparaison des taux d'attaques chez les sujets vaccin
s TAV et non vaccin
s TAN: _
TAN - TAV
VE =
* 100
TAN
Les quatre diff
rentes m
thodes pr
es ici correspondent
quatre diff
rentes approches dans l'estimation des taux d'attaque. La r
alisation de ces enqu
tes de couverture vaccinale n'est pas discut
e ici. Consultez des ouvrages sp
cialis
{M
thode de contr
le:VACCRAT}
{
tude de cohorte:VACCCOH}
{
tude cas-t
moins:VACCCAS}
{
tude cas-t
moins appari
e:VACCMCAS}
{Index de l'aide:Index}
{ Efficacit
vaccinale, m
thode de contr
le :VACCRAT}
Param
tres: - les proportions sont exprim
es en pourcentages. Les deux pourcentages doivent
tre compris entre 0 et 100%.
Cette m
thode n'est pas tr
cise. Elle est principalement utilis
e pour d
terminer la n
cessit
de r
aliser une
tude plus pouss
e de l'efficacit
vaccinale. K
PPV - PCV
VE =
PPV (1-PCV)
Les intervalles de confiance ne sont pas calculables
moins de conna
tre les d
nominateurs utilis
s dans la d
termination des proportions. L
PPV: proportion de la population vaccin
e PCV: proportion des cas vaccin
VE: efficacit
vaccinale
{
tude de cohorte:VACCCOH}
{
tude cas-t
moins:VACCCAS}
{
tude cas-t
moins appari
e:VACCMCAS}
{Index de l'aide:Index}
{ Efficacit
vaccinale,
tude de cohorte :VACCCOH}
Mal + Mal -
Vaccin
+
a
b
a + b
-
c
d
c + d
a + c b + d N
a (b+d)
VE =
1 -
* 100 = (1 - RR) * 100
b (a+c)
VE: efficacit
vaccinale
RR: risque relatif
{M
thode de contr
le:VACCRAT}
{
tude cas-t
moins:VACCCAS}
{
tude cas-t
moins appari
e:VACCMCAS}
{Index de l'aide:Index}
[Unauthorized Reference...]
{ Efficacit
vaccinale,
tude cas-t
moins :VACCCAS}
Mal + Mal -
Vaccin
+
a
b
a + b
-
c
d
c + d
a + c b + d N
a * d
VE =
1 -
* 100 = (1 - OR) * 100
b * c
VE: efficacit
vaccinale
OR: odd's ratio
{M
thode de contr
le:VACCRAT}
{
tude de cohorte:VACCCOH}
{
tude cas-t
moins appari
e:VACCMCAS}
{Index de l'aide:Index}
{ Efficacit
vaccinale,
tude cas-t
moins appari
e :VACCMCAS}
T
moins
Vac+ Vac-
Vac+
a
b
a + b
Cas
Vac-
c
d
c + d
a + c b + d N
b
VE =
1 -
* 100 = (1 - OR) * 100
c
VE: efficacit
vaccinale
OR: odd's ratio
{M
thode de contr
le:VACCRAT}
{
tude de cohorte:VACCCOH}
{
tude cas-t
moins:VACCCAS}
{Index de l'aide:Index}
{ Test de d
pistage :SCREEN}
Param
tres: - les totaux des lignes et des colonnes doivent
tre > 0
Maladie
+ -
sultats
du +
a
b
a + b
Test
-
c
d
c + d
a + c b + d N
Sensibilit
= a/(a+c)
cificit
= d/(b+d) &
Valeur pr
dictive positive = a/(a+b) &
Valeur pr
dictive n
gative = d/(c+d) a
Les intervalles de confiance sont calcul
s par la {m
thode quadratique de Fleiss:PREPROFLEISS}.
Les valeurs pr
dictives positives et n
gatives ne sont pas interpr
tables dans le le cas d'enqu
tes de d
pistage cas-t
moins.
{Index de l'aide:Index}
{ Calculs de taille d'
chantillon :SAMPLE}
{Dans une
tude descriptive:SAMPLEDES}
{Dans une
tude de cohorte:samplecoh}
{Dans une
tude cas-t
moins:SAMPLECAS}
{Index de l'aide:Index}
{ Calcul de taille d'
chantillon,
tude descriptive :SAMPLEDES}
La taille d'
chantillon requise est calcul
e en utilisant la formule suivante: `
N z
p (1-p)
n =
d
(N-1) + z
p (1-p)
N: total de la population
z: risque alpha
d: pr
cision
p: proportion attendue
{Dans une
tude descriptive:SAMPLEDES}
{Dans une
tude de cohorte:samplecoh}
{Dans une
tude cas-t
moins:SAMPLECAS}
{Index de l'aide:Index}
{ Calcul de taille d'
chantillon,
tude de cohorte :SAMPLECOH}
La taille d'
chantillon requise pour les personnes expos
es est calcul
e en utilisant la formule suivante: .
n = n'/4 * [1+
1+2(c+1)/(n'c
P0*(rr-1)
avec
_____________ _____________________________
[ Z(1-
(c+1) p (1-p) + Z(1-
c* p0 (1-P0)+ P0*RR*(1-P0RR)]
n'=
c * (p0(1-RR))
avec
p = [(p0 * RR)+(p0 * c)] / (1 + c)
p = (p1 + cp0)/(1 + c)
q = 1 - p
RR = risque relatif int
ressant
tecter
c = rapport expos
s/non-expos
Z
= risque alpha
Z(1-
) = puissance
p0 = proportion d'exposition chez les t
moins
Le nombre requis de sujets non-expos
s est c * n. [
[Joseph L. Fleiss, Statistical Methods for Rates and Proportions, 2nd edition, pp. 44-45] Y
{Dans une
tude descriptive:SAMPLEDES}
{Dans une
tude cas-t
moins:SAMPLECAS}
{Index de l'aide:Index}
{ Calcul de taille d'
chantillon,
tude cas-t
moins :SAMPLECAS}
La taille d'
chantillon requise pour les cas est calcul
e en utilisant la formule suivante: 4
n = pq (1 + 1/c) * (Z
+ Z(1-
/ (p1 - p0)
avec
p1 = p0 * OR /[1 + p0(OR - 1)]
p = (p1 + cp0)/(1 + c)
q = 1 - p
OR = Odd's ratio int
ressant
tecter
c = rapport t
moins/cas
Z
= risque alpha
Z(1-
) = puissance
p0 = exposition parmi les t
moins
La nombre de sujets t
moins est c * n X
{Dans une
tude descriptive:SAMPLEDES}
{Dans une
tude de cohorte:samplecoh}
{Index de l'aide:Index}
{ Calcul de puissance :POWER}
{Dans une
tude de cohorte:POWERCOH}
{Dans une
tude cas-t
moins:POWERCAS}
{Index de l'aide:Index}
{ Calcul de puissance,
tude de cohorte :POWERCOH}
La puissance Z(1-
) est trouv
e en r
solvant l'
quation quadratique suivante:
a Z(1-
+ b Z(1-
) + d = 0
avec a > 0 (chaque terme de l'
quation est multipli
par -1 si a < 0)
a = P0*(1+RR-ru*(rr
_______________ ____________________
b = 2 * Z
r*(1-r)*(1+1/c) *
P0*(1+RR-P0*(rr
d = Z
*r*(1-r)*(1+1/c)-n*(P0*(1-RR))
et r=(P0*RR+P0*c)/(1+c)
RR = Risque relatif important
tecter
c = Rapport expos
s/non-expos
Z
= Risque Alpha
Z(1-
) = Puissance
p0 = Maladie dans la population non-expos
La racine de cette
quation est donn
par:
________
Z(1-
) = (-b+
(delta))/(2*a) = Puissance
Delta:=b
-4*a*c
{Dans une
tude cas-t
moins:POWERCAS}
{Index de l'aide:Index}
{ Calcul de puissance,
tude cas-t
moins :POWERCAS}
La puissance Z(1-
) est donn
e par la formule suivante: T
____________________________
Z(1-
n*(Pi-P0)
/(p*(1-p)*(1+1/c)) -Z
Avec:
Pi = P0*OR/(1+P0*(OR-1))
P = (Pi+c*P0)/(1+c)
OR = Rapport des cotes int
ressant
tecter
c = Nombre de contr
les par cas
Z
= Risque alpha
Z(1-
) = Puissance
p0 = Exposition dans le groupe des contr
{Dans une
tude de cohorte:POWERCOH}
{Index de l'aide:Index}
{ Configuration d'
pitable :SETUP}
Le mode d'affichage {vid
o:VIDEO}, le port de sortie des impressions, la {langue:LANGUAGE} d'utilisation ainsi que le niveau de risque {alpha} sont configurables. Ces options peuvent
tre sauv
es lors de la sortie du programme.
{Index de l'aide:Index}
{ Ajuste le mode d'affichage vid
o :VIDEO}
Ces options controlent le mode d'affichage vid
- monochrome
- noir et blanc
- couleur
Si le mode couleur est s
lectionn
, on peut alterner l'affichage entre 25 lignes pour tous
crans, et 43 pour
cran EGA et 50 lignes pour
crans VGA. Cette option est active uniquement si un
cran haute r
solution est d
{Index de l'aide:Index}
{ Change le risque alpha :ALPHA}
Cette option change la valeur par d
faut du risque alpha qui sera utilis
e dans les tests. Les changements sont permanents et sont sauv
chaque sortie du programme.
{Index de l'aide:Index}
{ Change la langue d'affichage d'
pitable :LANGUAGE}
{Index de l'aide:Index}
{ Affiche
pitable en fran
ais :FRENCH}
Cette option modifie la langue utilis
e par
pitable pour afficher les menus, les fen
tres et les r
sultats. Le changement n'affecte pas les fen
tres d
es. L'option de langue est automatiquement sauv
e lorsque l'on quitte normalement
pitable. :
{Index de l'aide:Index} {English} {Spanish}
{ Displays
pitable in english :ENGLISH}
This option modifies the language used by
pitable to display menu options, windows and results. The change does not concern the already created windows. This option is automatically saved when
pitable is exited normally. B
{Index de l'aide:Index} {Fran
ais:FRENCH} {Spanish}
{ Displays
pitable in spanish :SPANISH}
This option modifies the language used by
pitable to display menu options, windows and results. The change does not concern the already created windows. This option is automatically saved when
pitable is exited normally. 9
{Index de l'aide:Index} {French} {English}
{ Zoom :ZOOM}
Cette option change la taille de la fen
tre d'aide et d'
dition. La fen
tre alterne entre plein
cran et la taille d'origine.
quivalent:
<F4> au clavier
[i] un clic de souris sur la boite situ
droite du cadre
un double clic sur une partie du cadre de la fen
{Index de l'aide:Index} {MOVE} {NEXT}
{ Suivante :NEXT}
Active la fen
tre suivante dans l'ordre de cr
ation. Quand la derni
re fen
tre est atteinte, la premi
re fen
tre cr
e est activ
nouveau.
quivalent
<F2> au clavier
{Index de l'aide:Index} {D
place:MOVE} {Zoom}
Commandes de curseur:
Caract
re suivant Ctrl-S or ->
Caract
re pr
dent Ctrl-D or <-
Mot suivant Ctrl-F or Ctrl ->
Mot pr
dent Ctrl-A or Ctrl <-
Ligne suivante Ctrl-X or touche haut
Ligne pr
dente Ctrl-E or touche bas
D
file haut Ctrl-W
D
file bas Ctrl-Z
cran suivant Ctrl-C or PgDown
cran pr
dent Ctrl-R or PgUp
Commandes de bloc:
D
but de bloc Ctrl-K B or Majuscule + touche fl
Fin de bloc Ctrl-K K
Copie bloc Ctrl-K C
D
place bloc Ctrl-K V
Efface bloc Ctrl-K Y or Erase
Autres commandes:
Alterne INS/OVR Ctrl-V
Efface une ligne Ctrl-Y
Recherche Ctrl-Q F
Remplace Ctrl-Q A
Recherche suivante Ctrl-L
{Ouvre une nouvelle fen
tre d'
dition:OPEN}
{Index de l'aide:Index} {Move} {Zoom}
{ Menu de fichier de l'
diteur :FILES}
de aux commande relatives
la {sauvegarde:save} de fichiers ou
la {sauvegarde sous:SAVEAS} un nouveau nom. Permet de {fermer:CLOSEED} la fen
tre d'
dition.
{Index de l'aide:Index}
{ Sauve le fichier d'
dition :save}
Sauve le fichier de la fen
tre d'
dition sous le nom d
donn
, ou affiche la fen
tre {sauve sous:SAVEAS} si le fichier n'a pas encore re
u de nom.
{Index de l'aide:Index}
{ Sauve le fichier d'
dition sous... :SAVEAS}
Affiche une fen
tre permettant de donner un nom au fichier courant de la fen
tre d'
dition, ou de choisir un nom d
existant.
{Index de l'aide:Index}
{ Ferme le fichier d'
dition courant :CLOSEED}
Ferme la fen
tre d'
dition courante, en demandant s'il faut sauver le fichier courant s'il a
modifi
pendant la session.
{Index de l'aide:Index}
{ Menu des fonctions d'
dition :EDIT}
Un effacement au niveau d'une ligne peut
tre {r
:undo} si le curseur n'a pas
s la commande. Des blocs de texte peuvent
tre {coup
s:cut}, {d
s:MOVE}, ou {coll
s:paste} dans le document. Un bloc peut
tre {effac
:ERASE}
galement.
{Index de l'aide:Index}
{ R
pare la derni
re manoeuvre d'effacement :undo}
Un effacement au niveau d'une ligne peut
tre r
si le curseur n'a pas
mission de la commande.
{Fonction d'
dition COUPER:cut}
{Fonction d'
dition COPIER:copy}
{Fonction d'
dition COLLER:paste}
{Fonction d'
dition EFFACER:ERASE}
{Index de l'aide:Index}
{ Fonction d'
dition COUPER :cut}
Cette commande efface le texte s
lectionn
en le copiant dans le clipboard. Ce texte peut
tre coll
nouveau dans le document par la commande {COLLER:paste}
{Fonction d'
dition R
PARER:undo}
{Fonction d'
dition COPIER:copy}
{Fonction d'
dition COLLER:paste}
{Fonction d'
dition EFFACER:ERASE}
{Index de l'aide:Index}
{ Fonction d'
dition COPIER :copy}
Copie le texte s
lectionn
dans le clipboard sans l'effacer de la fen
tre. Le texte peut
tre coll
nouveau dans le document par la commande {COLLER:paste}.
{Fonction d'
dition R
PARER:undo}
{Fonction d'
dition COPIER:cut}
{Fonction d'
dition COLLER:paste}
{Fonction d'
dition EFFACER:ERASE}
{Index de l'aide:Index}
{ Fonction d'
dition COLLER :paste}
Copie le contenu du clipboard dans l'
diteur
la position du curseur. Le clipboard contient le texte qui a
l'objet de la derni
re commande {COPIER:copy} ou {COUPER:cut}.
{Fonction d'
dition R
PARER:undo}
{Fonction d'
dition COUPER:paste}
{Fonction d'
dition COPIER:cut}
{Fonction d'
dition EFFACER:ERASE}
{Index de l'aide:Index}
{ Fonction d'
dition EFFACER :ERASE}
Cette commande efface le bloc actif, sans en envoyer une copie dans le clipboard comme le font les fonctions {COUPER:cut} et {COPIER:copy}. Un bloc effac
ne peut
tre r
par {COLLER:paste}, mais peut
tre {R
:undo} si le curseur ne s'est pas d
quivalent: Ctrl-Del 4
Ctrl-Y, efface la ligne sous le curseur
{Fonction d'
dition R
PARER:undo}
{Fonction d'
dition COUPER:paste}
{Fonction d'
dition COPIER:cut}
{Fonction d'
dition COLLER:paste}
{Index de l'aide:Index}
{ Recherche de texte dans l'
diteur :SEARCHGEN}
Des cha
nes de caract
res sont {recherch
es:SEARCH} dans la fen
tre d'
dition, {remplac
es:REPLACE} avec un nouveau texte, sur l'ensemble du document ou sur en {r
tant:NEXT} la derni
re recherche.
{Index de l'aide:Index}
{ D
bute une recherche :SEARCH}
Cette commande affiche la boite de dialogue de recherche. Le texte
chercher y est entr
. Les crit
res de recherche peuvent y
tre modifi
quivalent: Ctrl-Q-F K
{Recherche et remplace:REPLACE}
{Recherche suivante:NEXTSEARCH}
{Index de l'aide:Index}
{ D
bute une Recherche/remplacement :REPLACE}
Cette commande affiche la boite de dialogue de recherche/remplace. Le texte
chercher y est entr
et remplac
par le nouveau texte sp
. Les crit
res de recherche peuvent y
tre modifi
quivalent: Ctrl-Q-A I
{D
bute une Recherche:SEARCH}
{Recherche suivante:NEXTSEARCH}
{Index de l'aide:Index}
{ Recherche suivante :NEXTSEARCH}
te la m
me {recherche:SEARCH} or {remplacement:REPLACE} en utilisant les m
mes crit
res.
quivalent: Ctrl-L
{Index de l'aide:Index}
{ Imprime les r
sultats :PRINT}
Cette option envoie les r
sultats des fichiers en cours sur LPT1. Si l'imprimante n'est pas "en ligne", un message s'affiche.
quivalent: - F5 au clavier
Les options de configuration permettent de choisir le port d'impression: LPT1, LPT2, LPT3 ainsi qu'une cha
ne de caract
res d'initialisation de l'imprimante.
Beaucoup des commandes d'imprimantes incluent le caract
chappement>. Comme ce caract
re n'est pas imprimable, Epitable accepte \ comme
quivalent du caract
chappement>. Les autres caract
res peuvent
tre entr
s soit sous forme lit
rale, soit sous forme DECIMALE, s'ils sont pr
s du caract
re #. Dans ce cas, le caract
re # doit
tre suivi imp
rativement de 3 caract
res repr
sentant la valeur num
rique du code
envoyer. U
Les valeurs correspondant aux commandes d'impression se trouvent dxans les manuels. W
(.txt)