混合模型的纵向数据分析
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混合模型的纵向数据分析
去掉异常数据
fit.dropM09<update(fit,subset=Subject!="M09")
summary(fit.dropM09)
intervals(fit.dropM09)
去掉异常数据2
fit1.dropM09<update(fit1,subset=Subject!="M09") summary(fit1.dropM09) intervals(fit1.dropM09)
去掉Sex主效应
fit1<lme(distance~age/Sex,dd,random=~1+age |Subject,correlation=corAR1(form=~1|Subj ect)) summary(fit1) intervals(fit1)#区间估计 getVarCov(fit1)#G矩阵
混合效应模型
fit<lme(distance~age*Sex,dd,random=~1+ag e|Subject,correlation=corAR1(form=~1|Su bject)) summary(fit) intervals(fit)#区间估计 getVarCov(fit)#得到G矩阵
一些方差结论
令 独立。 假设
其中 则时间序列平稳且
时间序列有单位根即
。
AR（1）模型的数值特征
令 和 件期望和方差，则
为给定t-1时刻前的条
因此
无条件期望方差
均值方差为
分布为
自相关系数
定义 协方差
混合模型的纵向数据分析
线性混合模型还可以用于预测 未来的观测值，并评估预测的 不确定性。
非线性混合模型的应用
非线性混合模型用于分析具有非线性 关系的纵向数据。
非线性混合模型可以用于分析生长曲 线、疾病进程和药物反应等非线性过 程。
非线性混合模型可以处理数据中的非 线性关系和个体之间的差异，并能够 估计非线性参数的置信区间和p值。
3
随机效应模型可以通过最大似然法或广义最大似 然法进行估计，并可以使用各种软件包进行实现 。
混合效应模型
混合效应模型是固定效应模型和随机效应模型的结合，它同时控制固定效应和随机 效应对数据的影响。
混合效应模型可以更好地拟合数据，因为它同时考虑了个体之间的差异和时间趋势 。
混合效应模型可以通过各种软件包进行实现，例如R语言的`lme4`包或Python的 `statsmodels`包。
固定效应模型假设个体之间 的差异是固定的，即这些差 异不会随着时间的推移而发
生变化。
固定效应模型可以通过最小二 乘法或广义最小二乘法进行估 计，并可以使用各种软件包进
行实现。
随机效应模型
1
随机效应模型是另一种常用的纵向数据分析方法 ，它通过在模型中引入随机效应来控制不同个体 之间的差异。
2
与固定效应模型不同，随机效应模型假设个体之 间的差异是随机的，即这些差异可能会随着时间 的推移而发生变化。
VS
结果分析
根据解释结果，分析个体内和个体间的差 异对纵向数据的影响，以及模型拟合效果 的优劣。同时，结合专业知识，对结果进 行深入分析和解读。
06
结论与展望
研究结论
混合模型在纵向数据分析中表现出良好的适用性和效果，能够有效地处理 不同类型的数据变化和复杂结构。
非线性混合模型的应用
非线性混合模型用于分析具有非线性 关系的纵向数据。
非线性混合模型可以用于分析生长曲 线、疾病进程和药物反应等非线性过 程。
非线性混合模型可以处理数据中的非 线性关系和个体之间的差异，并能够 估计非线性参数的置信区间和p值。
3
随机效应模型可以通过最大似然法或广义最大似 然法进行估计，并可以使用各种软件包进行实现 。
混合效应模型
混合效应模型是固定效应模型和随机效应模型的结合，它同时控制固定效应和随机 效应对数据的影响。
混合效应模型可以更好地拟合数据，因为它同时考虑了个体之间的差异和时间趋势 。
混合效应模型可以通过各种软件包进行实现，例如R语言的`lme4`包或Python的 `statsmodels`包。
固定效应模型假设个体之间 的差异是固定的，即这些差 异不会随着时间的推移而发
生变化。
固定效应模型可以通过最小二 乘法或广义最小二乘法进行估 计，并可以使用各种软件包进
行实现。
随机效应模型
1
随机效应模型是另一种常用的纵向数据分析方法 ，它通过在模型中引入随机效应来控制不同个体 之间的差异。
2
与固定效应模型不同，随机效应模型假设个体之 间的差异是随机的，即这些差异可能会随着时间 的推移而发生变化。
VS
结果分析
根据解释结果，分析个体内和个体间的差 异对纵向数据的影响，以及模型拟合效果 的优劣。同时，结合专业知识，对结果进 行深入分析和解读。
06
结论与展望
研究结论
混合模型在纵向数据分析中表现出良好的适用性和效果，能够有效地处理 不同类型的数据变化和复杂结构。
统计学中的混合模型分析
统计学中的混合模型分析混合模型（Mixed Models）是统计学中一种重要的数据分析方法，适用于研究中存在多层次结构、重复测量或者来自不同总体的数据。
混合模型分析可以帮助我们更好地理解数据背后的规律，并做出科学合理的推断与预测。
一、混合模型的定义和基本概念混合模型是一类由固定效应和随机效应构成的统计模型。
其中，固定效应表示总体的一般性规律，随机效应则是用来考虑不同个体之间的差异。
混合模型将这两种效应相结合，能够同时捕捉总体和个体的特征，从而提供更准确的数据分析结果。
在混合模型中，我们通常使用线性混合模型（Linear Mixed Models）进行分析。
线性混合模型的基本形式为：Y = Xβ + Zu + ε其中，Y表示观测变量的取值，X和Z是设计矩阵，β和u分别是固定效应和随机效应的参数，ε是残差项。
通过最大似然估计或贝叶斯方法，可以求解混合模型的参数，并进行统计推断。
二、混合模型的应用领域混合模型具有广泛的应用领域，特别是在以下几个方面表现出色：1. 长期研究中的重复测量数据分析：混合模型可以有效地处理长期研究中的重复测量数据，考虑到个体之间和测量之间的相关性，提高数据的分析效果。
2. 多层次结构数据分析：当数据存在多个层次结构时，传统的统计方法可能无法充分考虑到层次结构的影响。
而混合模型可以同时考虑到个体和群体层次的变异，更好地把握数据特征。
3. 不完全数据的分析：混合模型能够处理部分缺失的数据，通过考虑随机效应来填补缺失值，提高数据分析的准确性。
4. 随机实验和实验设计的分析：混合模型在随机实验和实验设计中也有重要应用。
通过考虑不同实验单位之间的差异，混合模型可以更好地评估实验因素对结果的影响。
三、混合模型分析的步骤混合模型分析的步骤主要包括以下几个方面：1. 数据准备：收集数据并进行预处理，包括数据清洗、变量选择和缺失值处理等。
2. 模型建立：确定混合模型的结构、选择随机效应以及建立固定效应的模型。
数据非随机缺失机制的混合效应模式混合模型分析与应用
略 。故本 研究 以单 调 缺 失 模 式 为 例 ， 阐 明混 合 效 应 模 式混 合模 型原 理 。
１ ． 模 式混 合模 型基 本原 理
常会 出现纵 向监测 数 据缺失 。非 随机缺 失机 制是 常见 的一 种不 可 忽略 的缺失 机制 。传 统分 析 方法 一般 假定 分析 资料 为完 全数 据 ， 若数 据有 缺失 为 随机缺 失 ， 即可 采 用 缺失值 替 补方 法得 到经 典 的无偏 估计 。但 若 不考 虑数 据缺 失机 制 ， 盲然 采用 传统 方法 分析 ， 有 可能 造成 估 计 结果 有偏 。依 据数 据缺 失机 制选 择适 宜 的模 型来
的缺 失指 示变 量 向量记 作 Ｒ ＝（ 尺 Ｒ ， …， Ｒ ） 。 与
数 据缺 失 机 制 由 Ｒ ｕ ｂ ｉ ｎ （ １ ９ ７ ６ ） ¨ 提 出的， 主 要 分
为 随机 缺失 （ ｍｉ ｓ ｓ ｉ ｎ ｇ ａ ｔ ｒ ａ ｎ ｄ ｏ ｍ， ＭＡ Ｒ） 、 完 全 随机 缺 失
（ ｍｉ ｓ ｓ ｉ ｎ ｇ ｃ ｏ ｍｐ ｌ ｅ ｔ ｅ ｌ ｙ ａ ｔ ｒ ａ ｎ ｄ ｏ ｍ， ＭＣ Ａ Ｒ） 和非 随 机 缺 失
尺 的联合分布记作， （ Ｒ ， ｙ ｆ ｌ Ｘ ， ０ ） ， 式中 ０ 称作描述 与 Ｒ 特 征 的参数 集 。
基 于 联合 分布 乘法 原理 ， 将 与 尺 的联 合分 布分
ＭＥ — Ｐ ＭＭ ） 原 理及 参 数 估 计 方 法 介 绍 ， 为 非 随 机 缺 失
数 据 的模 型分 析提 供新 思路 。
缘分布与 尺 条件下 分布 的乘积 ， 记作模式混合模
型：
厂 （ 尺 ｆ ， ｌ Ｘ ， １ ， ， ６ ）＝ （ Ｒ ｆ ｌ ， ） Ｒ （ Ｉ ｘ ， 尺 ｆ ， Ｖ ）
１ ． 模 式混 合模 型基 本原 理
常会 出现纵 向监测 数 据缺失 。非 随机缺 失机 制是 常见 的一 种不 可 忽略 的缺失 机制 。传 统分 析 方法 一般 假定 分析 资料 为完 全数 据 ， 若数 据有 缺失 为 随机缺 失 ， 即可 采 用 缺失值 替 补方 法得 到经 典 的无偏 估计 。但 若 不考 虑数 据缺 失机 制 ， 盲然 采用 传统 方法 分析 ， 有 可能 造成 估 计 结果 有偏 。依 据数 据缺 失机 制选 择适 宜 的模 型来
的缺 失指 示变 量 向量记 作 Ｒ ＝（ 尺 Ｒ ， …， Ｒ ） 。 与
数 据缺 失 机 制 由 Ｒ ｕ ｂ ｉ ｎ （ １ ９ ７ ６ ） ¨ 提 出的， 主 要 分
为 随机 缺失 （ ｍｉ ｓ ｓ ｉ ｎ ｇ ａ ｔ ｒ ａ ｎ ｄ ｏ ｍ， ＭＡ Ｒ） 、 完 全 随机 缺 失
（ ｍｉ ｓ ｓ ｉ ｎ ｇ ｃ ｏ ｍｐ ｌ ｅ ｔ ｅ ｌ ｙ ａ ｔ ｒ ａ ｎ ｄ ｏ ｍ， ＭＣ Ａ Ｒ） 和非 随 机 缺 失
尺 的联合分布记作， （ Ｒ ， ｙ ｆ ｌ Ｘ ， ０ ） ， 式中 ０ 称作描述 与 Ｒ 特 征 的参数 集 。
基 于 联合 分布 乘法 原理 ， 将 与 尺 的联 合分 布分
ＭＥ — Ｐ ＭＭ ） 原 理及 参 数 估 计 方 法 介 绍 ， 为 非 随 机 缺 失
数 据 的模 型分 析提 供新 思路 。
缘分布与 尺 条件下 分布 的乘积 ， 记作模式混合模
型：
厂 （ 尺 ｆ ， ｌ Ｘ ， １ ， ， ６ ）＝ （ Ｒ ｆ ｌ ， ） Ｒ （ Ｉ ｘ ， 尺 ｆ ， Ｖ ）
基于相关数据下的纵向数据混合效应模型估计
维普资讯
２ ４
安 阳师 范 学 院学 报
第 ５期
基 于相 关数 据 下 的纵 向数 据 混合 效 应 模 型估 计
代 金 辉
（ 东 工商 学 院 数 学 系 ， 东 烟 台 ２４０ ） 山 山 ６０５
［ 摘 要 ］ 文 基 于 Ｎ Ｍ 本 Ｐ Ｅ模 型 提 出 一个 核线 性 混 合效 应 模 型 （ Ｌ Ｅ 估 计 量 。该 方 法 是 结 合 核 方 法 与 线性 混 合 效 ＫＭ ）
参数 化建模 ， 所以 ， 多学者 把注意 力转移 到非参 很
…
Ｙ（ ： （ ｌ ｔ）＋ｅ（ ｉ： １２ ｉｔ） ｔ）＋ （ ｆｔ） ，，
，
／； ： １ ２， ，７ ７ ， ， … ／ ，
（） ２
常简记 Ｙ ：Ｙ（ ， ＝ ｅ（ ， ｔ） 。 ｔ） 我们感兴 趣
维普资讯
第５ 期
代 金辉 ： 于 相关 数 据 下 的 纵 向数 据 混合 效 应 模 型 估 计 基
２ ５
（ ） 关 于 和 ６ ３， 的推 断基 于边 际似然 。
在 正 态性假 设下 ， 于 已知 的 Ｒ 和 ， 和 ｂ 对 ｉ 的估计 可通 过最 小化下 式获 得 ：
随机 效应 曲线 ； ｔ 是 测量 误 差 ， 不能 被 固定 ｅ（ ） 是
效应和 随机 效 应 函数 解 释 的 随机 变 量 。 ｔ （ ）和
ｅ（ ） 。ｔ 是独立 的 ， （ ） 被看作 是 均值 为 ０ 协方 ｔ可 ， 差 函数为 ｙ ｓ ｔ ； ｔ 是 均 值 为 ０ 方差 函数为 （ ， ） ｅ（ ） ，
本文， 我们 基 于 Ｎ Ｍ Ｐ Ｅ模 型提 出一个 核线 性 混合效 应模 型 （ Ｌ Ｅ Ｋ Ｍ ）估 计 量 。 方 法是 结 合 核 该
２ ４
安 阳师 范 学 院学 报
第 ５期
基 于相 关数 据 下 的纵 向数 据 混合 效 应 模 型估 计
代 金 辉
（ 东 工商 学 院 数 学 系 ， 东 烟 台 ２４０ ） 山 山 ６０５
［ 摘 要 ］ 文 基 于 Ｎ Ｍ 本 Ｐ Ｅ模 型 提 出 一个 核线 性 混 合效 应 模 型 （ Ｌ Ｅ 估 计 量 。该 方 法 是 结 合 核 方 法 与 线性 混 合 效 ＫＭ ）
参数 化建模 ， 所以 ， 多学者 把注意 力转移 到非参 很
…
Ｙ（ ： （ ｌ ｔ）＋ｅ（ ｉ： １２ ｉｔ） ｔ）＋ （ ｆｔ） ，，
，
／； ： １ ２， ，７ ７ ， ， … ／ ，
（） ２
常简记 Ｙ ：Ｙ（ ， ＝ ｅ（ ， ｔ） 。 ｔ） 我们感兴 趣
维普资讯
第５ 期
代 金辉 ： 于 相关 数 据 下 的 纵 向数 据 混合 效 应 模 型 估 计 基
２ ５
（ ） 关 于 和 ６ ３， 的推 断基 于边 际似然 。
在 正 态性假 设下 ， 于 已知 的 Ｒ 和 ， 和 ｂ 对 ｉ 的估计 可通 过最 小化下 式获 得 ：
随机 效应 曲线 ； ｔ 是 测量 误 差 ， 不能 被 固定 ｅ（ ） 是
效应和 随机 效 应 函数 解 释 的 随机 变 量 。 ｔ （ ）和
ｅ（ ） 。ｔ 是独立 的 ， （ ） 被看作 是 均值 为 ０ 协方 ｔ可 ， 差 函数为 ｙ ｓ ｔ ； ｔ 是 均 值 为 ０ 方差 函数为 （ ， ） ｅ（ ） ，
本文， 我们 基 于 Ｎ Ｍ Ｐ Ｅ模 型提 出一个 核线 性 混合效 应模 型 （ Ｌ Ｅ Ｋ Ｍ ）估 计 量 。 方 法是 结 合 核 该
纵向研究缺失数据多重填补及混合效应模型分析
ｌ ｉ ｎ ｅ ａ ｒ ｍｏ ｄ ｅ ｌ ａ ｎ ａ ｌ ｙ ｓ ｉ ｓ ｏ ｆ ｒ ｅ ｐ ｅ ａ ｔ ｅ ｄ ｍｅ ａ ｓ ｕ ｒ ｅ ｍｅ ｎ ｔ ｄ ａ ｔ ａ ． Ｒｅ ｓ ｌ￣ ｕ Ｔ ｈ ｅ ｓ ｉ ｍｕ ｌ ａ ｔ ｉ ｏ ｎ ｓ ｔ ｕ ｄ ｙ ａ ｎ ｄ ｃ ａ ｓ ｅ ｓ ｔ ｕ ｄ ｙ ｓ ｈ ｏ ｗ ｅ ｄ ｔ ｈ ａ ｔ ｔ ｈ ｅ
日ｅ ￡ ． Ｓ ｈ 础 Ｍｅ ｄ ቤተ መጻሕፍቲ ባይዱａ ｉ ｌ Ｕ ｎ ｉ ｖ ｅ ｍｉ ｔ ｙ ，Ｔ ａ ｉ ｙ ｕ ａ ｎ ０ ３ ０ ０ ０ ｌ ， Ｃ ｈ ｉ ｎ ａ
【 Ａｂ ｓ ｔ ｒ ａ ｃ ｔ 】Ｏ ｂ ｊ ｅ ｃ ｔ ｉ ｖ ｅ Ｔ ｏ ｉ ｎ ｖ ｅ ｓ ｔ ｉ ｇ ａ ｔ ｅ ｔ ｈ ｅ ｍｅ ｃ ｈ ａ ｎ ｉ ｓ ｍ ｓ ｏ ｆ Ｍａ ￣ｏ ｖ Ｃ ｈ ａ ｉ ｎ Ｍｏ ｎ ｔ ｅ Ｃ ａ ｒ ｌ ｏ（ ＭＣ ＭＣ ）ｍ ｕ ｌ ｔ ｉ ｐ ｌ ｅ ｉ ｍｐ ｕ ｔ ａ —
【 摘
要】 目的
阐明马尔可夫链蒙特卡罗 （ Ｍ Ｃ Ｍ Ｃ ） 多重填补与重 复测量 资料 混合效应线性模型分析 的
根据 ２ ２ ２ 例高血压患者纵 向监测的完全数据 ， 产生缺失 比
原理 ， 完成纵 向监测数据缺失模型的软件实现。 方法 重 复测 量混合效 应线性模 型分析 。结果
例为 １ ８ ． ９ ２ ％的随机 缺失数据集 。应用 ＭＣ ＭＣ多重填补方法 ， 进行缺失值 填补的模 拟研究 以及实例分析 ， 并实现 模拟研究和实例分析表 明 ， 样本例数 ２ ０ ０ ， 缺 失 比例 ２ ０ ％， ＭＣ ＭＣ法多
ｉ ｆ ｎ ｄ ｉ ｎ ｇ ｓ ｏ ｆ ｉ ｆ ｖ ｅ ． ｔ ｉ ｍｅ ｓ ＭＣＭＣ ｍｕ ｌ ｔ ｉ ｐ ｌ ｅ ｉ ｍｐ ｕ ｔ ａ ｔ ｉ ｏ ｎ ｏ ｎ ２ ０ ０ ｓ ａ ｍｐ ｌ ｅ ｓ ｗｉ ｔ ｈ ２ ０ ％ ｍｉ ｓ ｓ ｉ ｎ ｇ ｄ ａ ｔ ａ ｗｅ ｒ ｅ ｔ Ｉ ｌ ｅ ｍｏ ｓ ｔ ｒ ｅ ｌ ｉ ａ ｂ ｌ ｅ ． Ｔ ｈ ｅ ｉ ｆ ｎ ｄ ｉ ｎ ｇ ｓ ｏ ｆ ｍｉ ｘ ｅ ｄ — ｅ ｆ ｅ ｃ ｔ ｓ ｍｏ ｄ ｅ ｌ ａ ｎ ａ ｌ ｙ ｓ ｉ ｓ ｂ ｅ ｔ ｗｅ ｅ ｎ ｔ ｈ ｅ ｍｉ ｓ ｓ ｉ ｎ ｇ ｄ ａ ｔ ａ ａ ｎ ｄ ｔ ｈ ｅ ｃ ｏ ｍｐ ｌ ｅ ｔ ｅ ｄ ａ ｔ ａ ｗｅ ｒ ｅ ｄ ｉ ｆ ｅ ｒ ｅ ｎ ｔ ｂ ｅ ｏｒ ｆ ｅ ｉ ｍｐ ｕ ｔ ａ － ｔ ｉ ｏ ｎ ， ｗｈ ｉ ｃ ｈ ｗｅ ｒ ｅ ｓ ａ ｍｅ ａ ｆ ｔ ｅ ｒ ｉ ｍｐ ｕ ｔ ａ ｔ ｉ ｏ ｎ ．Ｃｏ ｎ ｃ ｌ ｕ ｓ ｉ ｏ ｎ ＭＣ ＭＣ ｍｕ ｌ ｔ ｉ ｐ ｌ ｅ ｉ ｍｐ ｕ ｔ ａ ｔ ｉ ｏ ｎ ｃ ａ ｎ ｔ ａ ｋ ｅ ｆ ｕ ｌ ｌ ａ ｄ ｖ ａ ｎ ａｇ ｔ ｅ ｏ ｆ ｔ ｈ ｅ ｉ ｎ ｆ ｏ ｒ －
日ｅ ￡ ． Ｓ ｈ 础 Ｍｅ ｄ ቤተ መጻሕፍቲ ባይዱａ ｉ ｌ Ｕ ｎ ｉ ｖ ｅ ｍｉ ｔ ｙ ，Ｔ ａ ｉ ｙ ｕ ａ ｎ ０ ３ ０ ０ ０ ｌ ， Ｃ ｈ ｉ ｎ ａ
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【 摘
要】 目的
阐明马尔可夫链蒙特卡罗 （ Ｍ Ｃ Ｍ Ｃ ） 多重填补与重 复测量 资料 混合效应线性模型分析 的
根据 ２ ２ ２ 例高血压患者纵 向监测的完全数据 ， 产生缺失 比
原理 ， 完成纵 向监测数据缺失模型的软件实现。 方法 重 复测 量混合效 应线性模 型分析 。结果
例为 １ ８ ． ９ ２ ％的随机 缺失数据集 。应用 ＭＣ ＭＣ多重填补方法 ， 进行缺失值 填补的模 拟研究 以及实例分析 ， 并实现 模拟研究和实例分析表 明 ， 样本例数 ２ ０ ０ ， 缺 失 比例 ２ ０ ％， ＭＣ ＭＣ法多
ｉ ｆ ｎ ｄ ｉ ｎ ｇ ｓ ｏ ｆ ｉ ｆ ｖ ｅ ． ｔ ｉ ｍｅ ｓ ＭＣＭＣ ｍｕ ｌ ｔ ｉ ｐ ｌ ｅ ｉ ｍｐ ｕ ｔ ａ ｔ ｉ ｏ ｎ ｏ ｎ ２ ０ ０ ｓ ａ ｍｐ ｌ ｅ ｓ ｗｉ ｔ ｈ ２ ０ ％ ｍｉ ｓ ｓ ｉ ｎ ｇ ｄ ａ ｔ ａ ｗｅ ｒ ｅ ｔ Ｉ ｌ ｅ ｍｏ ｓ ｔ ｒ ｅ ｌ ｉ ａ ｂ ｌ ｅ ． Ｔ ｈ ｅ ｉ ｆ ｎ ｄ ｉ ｎ ｇ ｓ ｏ ｆ ｍｉ ｘ ｅ ｄ — ｅ ｆ ｅ ｃ ｔ ｓ ｍｏ ｄ ｅ ｌ ａ ｎ ａ ｌ ｙ ｓ ｉ ｓ ｂ ｅ ｔ ｗｅ ｅ ｎ ｔ ｈ ｅ ｍｉ ｓ ｓ ｉ ｎ ｇ ｄ ａ ｔ ａ ａ ｎ ｄ ｔ ｈ ｅ ｃ ｏ ｍｐ ｌ ｅ ｔ ｅ ｄ ａ ｔ ａ ｗｅ ｒ ｅ ｄ ｉ ｆ ｅ ｒ ｅ ｎ ｔ ｂ ｅ ｏｒ ｆ ｅ ｉ ｍｐ ｕ ｔ ａ － ｔ ｉ ｏ ｎ ， ｗｈ ｉ ｃ ｈ ｗｅ ｒ ｅ ｓ ａ ｍｅ ａ ｆ ｔ ｅ ｒ ｉ ｍｐ ｕ ｔ ａ ｔ ｉ ｏ ｎ ．Ｃｏ ｎ ｃ ｌ ｕ ｓ ｉ ｏ ｎ ＭＣ ＭＣ ｍｕ ｌ ｔ ｉ ｐ ｌ ｅ ｉ ｍｐ ｕ ｔ ａ ｔ ｉ ｏ ｎ ｃ ａ ｎ ｔ ａ ｋ ｅ ｆ ｕ ｌ ｌ ａ ｄ ｖ ａ ｎ ａｇ ｔ ｅ ｏ ｆ ｔ ｈ ｅ ｉ ｎ ｆ ｏ ｒ －
纵向数据混合效应模型的Bayes局部影响
ｉ ｆｕ ｎ ｉｌｍｅｈｏ ｎ ｏ ｍｕｌｓｏ ａ ａ ｔｒｅ ｔ ｔｓ ａ ｅ ｐ ｏ ｉ ｄ ｕ ｄ ｒ ｔ ｅ ｅ ｐ ｒｕ ｂａｉ ｃ ｅ ｓ ｎ ｌ ｅ ｔａ ｔ ｄ ａ ｄ ｆ ｒ ａ ｆ ｐ ｒ ｍｅ ｅ ｓｉ ｅ ｒ ｖｄｅ ｎ ｅ ｈ ｓ ｅ ｔ ｒ ｔ ｍａ ｒ ｏｎ ｓ ｈ ｍｅ ．
Ｂａ ｅ ｉ ｎ Ｌｏ ａ ｎｆｕ ｎ ｅ ｏ ｉ ｅ Ｅｆｅ ｔ ｙ ｓａ ｃ ｌＩ ｌ ｅ ｃ ｆ Ｍ ｘ ｄ－ ｆ ｃ ｓ Ｍ ｏ ｅ ｏ ｎ ｉｕ ｉ ａ ｔ ｄ ｌｆ ｒ Ｌｏ ｇ ｔ ｄ ｎ ｌＤａ ａ
ＺＨＵ ａ — ｕ Ｍ ＥＮ — ｅ ＸＵ ｉｙ ｎ Ｌｉ ｎ ｈ ａ ， Ｋｅ ｐ ｉ ， Ｚｈ — ｏ ｇ
在上述各种扰动下效应参数的 Ｂ ｙｓ ａｅ 局部影响度量 ， 最后给出实例。
关键 词 ： 向数 据 ； 合效 应模 型 ； 动模 式 ； ａｅ 局部 影响 纵 混 扰 Ｂ ｙｓ 中图分类号 ： ２ ２ ２ Ｏ １ ． 文献标识 码 ： Ａ 文 章编 号 ：０ ０２ ２ （ ０ ８ ０ －８ ３ ７ １ ０ －０ ２ ２ ０ ）６０ ８ － ０
Ａｂｓｒ ｃ ： ｓ ｄ ｏｎ ｔ ｅ ｈ ｅ ａｃ ｉ ａ ｒｏ ｔ ｏ ｗｅ ｓｕ ｙ ｔ ｅ Ｂａ ｅ ｉｎ ｌｃ ｌｉ ｆｕ ｎ ｅ ｏ ｈ ｘ ｄ— ｔａ ｔ Ｂａ ｅ ｈ ｉｒ ｒ ｈ ｃ Ｉｐ ｉ ｒ ｍｅ ｈ ｄ． ｔ ｄ ｈ ｙ ｓａ ｏ ａ ｎ ｅ ｃ ｆｔ ｅ ｍｉ ｅ ｌ ｅ ｆ ｃｓｍｏ ｅ ｏ ｏ ｇ ｔ ｄ ｎ ｌｄａａ Ｔｗｏ ｔ ｐｅ ｆｐ ｒ ｂ ｔｏ ｃ ｅ ｓａ ｅ ｐ ｏ ｏ ｅ ａ ｅ ｎ ｔ ｅ ｃ ａ — ｆｅ ｔ ｄ ｌｆ ｒｌ ｎ ｉｕ ｉ ａ ｔ ． ｙ ｓ ｏ ｅ ｔ ａ ｉ ｎ ｓ ｈ ｍｅ ｒ ｒ ｐ ｓ ｄ ｂ ｓ ｄ ｏ ｈ ｈ ｕｒ ｒ
基于M估计的纵向数据线性混合模型CDM和MSOM的等价性证明
¨－ ＋日 ） ａ ／ ， ） （ 一
当迭 代序列 收敛 时 ，得到 的极 限 即是 的稳 健极 大似然估 计（ ＭＬ ） Ｒ Ｅ ．注意 到当 ｃ 一 ， ＝。 时 。
（ ４ ）
的稳 健估计
就是 传统 的极大 似然估计 （ Ｅ ． 类似 的方法 ， 以得 到方差 分量 的稳健 极大似 然估计 迭代公 式 ．由于 ＭＬ ） 用 可 参 数的极 大似然 估计具 有渐近 正态性 ，同样 ，参 数 的 Ｒ Ｅ也具 有相合 性 和渐近正 态性 ．由文献 ［］ ＭＬ ４可知 ， 在 一定 的正则条 件下 ，渐近性 质是成 立 的．
收稿 日期：２ １－７３ ０ １０ ．０
修回 日期：２ １－８ １ ０ １０．６
作者简介：孙慧￣（９ ５ ，女 ，安徽宿 州人．助教 ，硕 士，研 究方 向：统计诊 断、纵 向数据 、统计预 测． ． ｉ ｓｎ ｕ １ ８ 一） Ｅｍａ ：ｕｈ ｉ ｌ
ｈ ｉ２ ｒａ ． ｒ． ｕ ＠ｇｎ ｉｃｎ ｌ ｌｏ
ｋｌ ＝ ｋ ｌ ＝ ＝ｊ ｌ
（ ３ ）
其 中 ＝Ｅ （）＝尸 １ ＜ ） ） （ Ｃ 为相合 修正 因子 ．由（） ，用 Ｆｓｅ ￡ｌ ３式 ｉ ｒ得分迭 代法对 参数进 行稳 健估计 ，关 于 ｈ
Ｔ 坨 五一
）， ］
＿ ０ ２ 五 ． －Ｎ
坨
，
＝
Ｅ （
）
） 假 设 与 相互 独立 ， 有 ． 则 ． 用 表示 五 中的未知 参数 向量 ，则模型 的对数 似然 函数为
一 ） 是 ｎ ｘ 维 不可 观测 的随机误 差 向量 ，假设 ～Ｎ（， ， ｌ ０
ｔ ， ＝ － ｎ 一 ｎ Ｉ （ Ｉ Ｃ ２ ＭＩ ｐ Ｊ ， ） ２ ∑ＩＩ 一 １ ∑２
当迭 代序列 收敛 时 ，得到 的极 限 即是 的稳 健极 大似然估 计（ ＭＬ ） Ｒ Ｅ ．注意 到当 ｃ 一 ， ＝。 时 。
（ ４ ）
的稳 健估计
就是 传统 的极大 似然估计 （ Ｅ ． 类似 的方法 ， 以得 到方差 分量 的稳健 极大似 然估计 迭代公 式 ．由于 ＭＬ ） 用 可 参 数的极 大似然 估计具 有渐近 正态性 ，同样 ，参 数 的 Ｒ Ｅ也具 有相合 性 和渐近正 态性 ．由文献 ［］ ＭＬ ４可知 ， 在 一定 的正则条 件下 ，渐近性 质是成 立 的．
收稿 日期：２ １－７３ ０ １０ ．０
修回 日期：２ １－８ １ ０ １０．６
作者简介：孙慧￣（９ ５ ，女 ，安徽宿 州人．助教 ，硕 士，研 究方 向：统计诊 断、纵 向数据 、统计预 测． ． ｉ ｓｎ ｕ １ ８ 一） Ｅｍａ ：ｕｈ ｉ ｌ
ｈ ｉ２ ｒａ ． ｒ． ｕ ＠ｇｎ ｉｃｎ ｌ ｌｏ
ｋｌ ＝ ｋ ｌ ＝ ＝ｊ ｌ
（ ３ ）
其 中 ＝Ｅ （）＝尸 １ ＜ ） ） （ Ｃ 为相合 修正 因子 ．由（） ，用 Ｆｓｅ ￡ｌ ３式 ｉ ｒ得分迭 代法对 参数进 行稳 健估计 ，关 于 ｈ
Ｔ 坨 五一
）， ］
＿ ０ ２ 五 ． －Ｎ
坨
，
＝
Ｅ （
）
） 假 设 与 相互 独立 ， 有 ． 则 ． 用 表示 五 中的未知 参数 向量 ，则模型 的对数 似然 函数为
一 ） 是 ｎ ｘ 维 不可 观测 的随机误 差 向量 ，假设 ～Ｎ（， ， ｌ ０
ｔ ， ＝ － ｎ 一 ｎ Ｉ （ Ｉ Ｃ ２ ＭＩ ｐ Ｊ ， ） ２ ∑ＩＩ 一 １ ∑２
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模型
其中
一般形式
其中
假设
其中
，
MA( )
ARMA(1,1) 另一种形式为
自协方差函数 其中
方差
方差
自协方差函数
自相关系数
分层模型
第一层模型
第二层模型
混合模型
说明
截距项 组间（时间不变） 组内（时变的） 交互
4个组群，随机部分
记为 其中
随机部分方差
模型的矩阵形式1
混合效应模型
fit<lme(distance~age*Sex,dd,random=~1+ag e|Subject,correlation=corAR1(form=~1|Su bject)) summary(fit) intervals(fit)#区间估计 getVarCov(fit)#得到G矩ed factor indicating the subject on which the measurement was made. The levels are labelled M01 to M16 for the males and F01 to F13 for the females. The ordering is by increasing average distance within sex. Sex a factor with levels Male and Female
去掉异常数据
fit.dropM09<update(fit,subset=Subject!="M09")
summary(fit.dropM09)
intervals(fit.dropM09)
去掉异常数据2
fit1.dropM09<update(fit1,subset=Subject!="M09") summary(fit1.dropM09) intervals(fit1.dropM09)
Investigators at the University of North Carolina Dental School followed the growth of 27 children (16 males, 11 females) from age 8 until age 14. Every two years they measured the distance between the pituitary（脑垂体，脑下腺） and the pterygomaxillary fissure（翼上颌 列）（单位mm）, two points that are easily identified on x-ray exposures of the side of the head.
Wald检验
L=rbind("Male at 14"=c(1,14,0,0),"Female at 14"=c(1,14,1,14)) wald(fit,L) L1=rbind("Male at 14"=c(1,14,0),"Female at 14"=c(1,14,14)) wald(fit1,L1)
去掉Sex主效应
fit1<lme(distance~age/Sex,dd,random=~1+age |Subject,correlation=corAR1(form=~1|Subj ect)) summary(fit1) intervals(fit1)#区间估计 getVarCov(fit1)#G矩阵
第三章 混合模型的纵向数据分 析
线性模型 分成数据的混合模型
纵向数据（Longitudinal Data）的混 合模型
这里 是协方差矩阵，即 需要独立
的元素不
的选取
常见的是和时间有关，如 中的元素服从 时间序列模型，自回归模型，滑动平均模 型等，并有周期。 例如模型
对于AR（1）
AR（1）简介
矩阵形式2
这里
矩阵形式3
矩阵形式4
广义最小二乘（GLS）
两种估计算法
极大似然估计，同时估计 ，采 用 anova 函数, 其中 为固定效应, 为 随机效应,常被低估.
限制的极大似然估计，先估计 然后 采用GLS估计 ，采用函数lme, 更精确
程序
数据集描述（畸齿矫， orthodontics）
数据预处理
plot(dd) tab(dd,~Sex) fit1<-lm(distance~age*Sex,dd) summary(fit) wald(fit,"Sex") fit2<-lm(distance~age+Sex,dd) summary(fit2) fit3<-lm(distance~age/Sex,dd) summary(fit3)
文献
Pinheiro, J. C. and Bates, D. M. (2000), Mixed-Effects Models in S and S-PLUS, Springer, New York. (Appendix A.17) Potthoff, R. F. and Roy, S. N. (1964), “A generalized multivariate analysis of variance model useful especially for growth curve problems”, Biometrika, 51, 313–326.
数据续
distance a numeric vector of distances from the pituitary to the pterygomaxillary fissure (mm). These distances are measured on x-ray images of the skull. age a numeric vector of ages of the subject (yr).
令 独立。 假设
其中 则时间序列平稳且
时间序列有单位根即
。
AR（1）模型的数值特征
令 和 件期望和方差，则
为给定t-1时刻前的条
因此
无条件期望方差
均值方差为
分布为
自相关系数
定义 协方差
相关系数
因为
d阶自相关系数
协方差
d阶自相关系数
对于ARMA（1,1）
ARMA（1,1）简介