Modèle de pièce de 2 €

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Comme le montre le tableau 1, les coefficients estimés dans la partie binaire sont approximativement les mêmes dans le modèle complet et le modèle mal spécifié, et suggèrent les mêmes prédicteurs de la difficulté fonctionnelle. En particulier, il n`y a aucun effet différentiel des articulations activement enflammée sur la difficulté de fonctionnement pendant la durée de PsA, mais il y a quelques preuves que l`effet du nombre de articulations déformées augmente avec la durée de la maladie. Les estimations de paramètres pour la distribution des intercepte aléatoires dans la partie binaire sont également similaires. Comme indiqué dans la section 2,3, pour l`essai clinique examinant l`efficacité de l`intervention SafeTalk, les participants ont été randomisés pour recevoir soit un counseling d`intervention SafeTalk, soit un counseling nutritionnel de contrôle. Le résultat principal du comptage des intérêts était l`UAVI. Les participants à trois sites d`étude ont complété des questionnaires sur le comportement nutritionnel et sexuel à l`inclusion ainsi qu`à trois visites de suivi espacées à intervalles de quatre mois. Après le nettoyage des données, les tailles d`échantillon à chaque point de temps étaient 476, 399, 363 et 301. Le pourcentage global de zéro UAVI compte dans les deux groupes de traitement et toutes les visites ont été de 83,1%. où ci * = 0 si le ième patient est resté exempt de dommages alors que dans la clinique et ci * = 1 autrement.

Les modèles correspondant à une probabilité de cette forme peuvent être désignés comme des modèles de poisson M-S, et une qualification supplémentaire, si nécessaire, peut être par l`addition du type de distribution d`effets aléatoires utilisé. Toutefois, une autre approche consiste à obtenir le même effet en adoptant un modèle en deux parties ou similaire pour une distribution d`effets aléatoires. Les modèles de ce type sont parfois appelés modèles Mover-stayer, et supposent qu`il y a deux populations de sujets: les stayers, qui n`ont aucune probabilité d`observation non nulle, et les déménageurs, qui peuvent avoir une observation différente de zéro à un ou plusieurs points de temps. Une version de ce type de modèle pour les données de comptage est décrite dans cette section. La présentation est basée sur celle de Yiu et coll. (2016), qui a utilisé un tel modèle pour modéliser les dommages articulaires chez les patients atteints de PsA, et cette application particulière est ensuite envisagée. Pour le modèle ZIP de la section 5,1, la moyenne conditionnelle globale (spécifique au sujet) E (Yij | Xij, Xij *, UI, VI) = {1 − PR (zij = 0 | Xij, UI)} μijC dépendra de θ, β et UI, VI par une fonction compliquée, ce qui rend difficile l`évaluation des effets covariables sur la moyenne conditionnelle globale. Plus précisément, si l`on s`intéresse à un effet covarié particulier, cela ne peut être examiné que par la fixation d`autres covariables afin de définir les transformations nécessaires et permettre l`estimation de la variance.

Pour éviter cette difficulté, long et coll. (2015) a suggéré le modèle alternatif qui, plutôt que de modéliser la moyenne de poisson conditionnel μijC, modélise la moyenne conditionnelle globale νijC = E (Yij | Xij, Xij *, Wi) à travers les données recueillies sont les dénombrements des articulations endommagées, faites à chaque visite de la clinique, où les dommages sont considérés comme représentant un changement permanent, et donc le nombre de joints endommagés ne peut pas diminuer au fil du temps. La variable de comptage d`intérêt, notée Yij dans la section 6.1.2, est la variation des dénombrements articulaires endommagés entre les visites cliniques à des moments TIJ − 1 et TIJ (j = 1,…, ni et ti0 = 0); log (OIJ) = log (TIJ − TIJ − 1) est le décalage et Xij sont l`entrée d`étude ou lagged-une (c.-à-d., visite précédente) des informations covariées. Pour produire un ensemble homogène de patients, les données sont limitées aux 28 articulations manuelles, 14 dans chaque main, et à 757 patients qui sont entrés dans la clinique PsA de l`Université de Toronto sans joints de main endommagés et ont eu plus d`une visite de clinique. Le nombre moyen et médian de consultations cliniques par patient était de 11,27 et de 7, et les visites cliniques allaient de 2 à 57. Le temps de suivi moyen était de 9,46 ans, avec une fourchette intervalle interquartile de 11,15 ans. Les temps d`intervisite moyenne et médiane étaient de 0,84 et 0,54 ans, avec un écart-type (SD) de 1,19 ans.