3.mofmmpetiM1i,paun~expl29(HnoBgico

3.
m
of
m
m
pe
ti
M
1
i,
pa
un
~
ex
pl
29
(H
no
B
gi
co
co
re
M
li
es
U
Statistical m
. Mixed-eff
Next, we
models indiv
f repeated
missing data
measures. Al
er subject. T
me points. M
MRM model
…ni observ
xi is a ni×p
arameter, zi
nknown ran
N(0, σ2In1)
Example
xamined th
lasma level
9 non-endog
HDRS) wer
on-endogen
Both are dru
iven below.
PROC
CLAS
MODE
RAND
RUN;
In PROC
onsidered to
ovariates in
equests a l
METHOD o
kelihood) a
stimated va
UN calls for
odels for lo
fect Regres
e discuss M
vidual chang
measures a
a across tim
lso, each su
That is, it c
MRM can a
l is given by
vations for i
design mat
i is a ni×r d
ndom effect
.
: Drug Plasm
he relationsh
s and clinic
genous). As
re measured
nous. IMI is
ug-plasma l
MIXED M
S ID;
EL HAMD
DOM INTER
C MIXED, th
o be random
n the design
isting of th
option speci
and COVTE
ariance comp
an unstruct
ongitudinal
ssion Mode
Mixed-effect
ge across tim
and does n
me and the
ubject does
can handle
also be used
y: yi = xiβ
individual i.
trix for the f
design matri
, and zi ~ N(
ma Levels a
hip betwee
al response
s an outcom
d. As an ind
s antidepres
evels. The
METHOD=M
= WEEK /S
RCEPT /SU
he RANDO
m. Specially
n matrix for
he solution
ifies estima
EST which p
mponents. Th
tured (2×2)
data analys
l (MRM)
t Regressio
me. In addit
ot require
variance-co
not need to
subjects me
d for incom
+ zivi + εi
. Here yi is a
fixed effect,
ix for the ra
(0, Σv). At la
and Clinical
n Imiprami
in 66 depre
me variable, H
dependent v
ssant and D
data can be
ML COVTE
SOLUTION
UBJECT=ID
OM statemen
y, the RAND
r the rando
n of the m
ation metho
provides est
he TYPE op
covariance
sis
on Model (M
tions, MRM
restrictive
ovariance s
o have same
easured inco
mplete longit
with i = 1…
ni×1 respo
, β is a p×1
andom effe
ast, εi is a ni×
l response. R
ine (IMI) a
essed inpati
Hamilton D
variable, En
DMI is a m
e found in
EST;
N;
D TYPE=U
nt is used to
DOM statem
om effects.
mixed mode
od. Here, w
timates of t
ption specif
matrix. Als
MRM). MR
M is more fle
assumption
structure of
e number of
ompletely o
tudinal data
…N individ
onse vector f
vector of un
cts, vi is a r
×1 residual
Riesby and a
and Desipra
ents (37 end
Depression R
ndog has en
etabolite of
[7]. The SA
UN G
define all e
ment is used
The SOLU
l equation
we have ML
the standard
fies covarian
so, G reques
198
RM explicit
exible in ter
ns concernin
f the repeate
f observatio
or at differe
a. A two-lev
duals and j
for individu
nknown fixe
r×1 vector
vector with
associate [1
amine (DM
dogenous an
Riesby Scor
ndogenous
f imipramin
AS codes a
effects that a
d to define th
UTION optio
for . Th
L (Maximu
d errors of th
nce structur
sts that the
83
tly
rm
ng
ed
ns
ent
vel
=
ual
ed
of
h εi
1]
MI)
nd
res
or
ne.
are
are
he
on
he
um
he
re.
1984 M. Nakai and W. Ke
estimates of the variances and covariance of the random effects be displayed [4,
13].
This model is a random intercepts model (model I). By adding “week” variable
in RANDOM statement, it becomes a random tread model (model II). Also, to look
at group effects with model II, “ENDOG” and “ENDWEEK” are added MODEL
statement (model III). At last, to look at the suspecting quadratic “week” trend,
with model II, “WEEK*WEEK” is added in both MODEL and RANDOM
statement (Model IV).
Also, to look at which models fit best, it is a good idea to compare AIC values
for each model. AIC stands for Akaike’s Information Criterion. Given a data set,
several competing models may be ranked according to their AIC values, with the
one having the lowest AIC being the best.
Model I II III IV
AIC 2293.2 2232.0 2230.9 2227.6
According to AIC number, Model IV fits the best. Notice that “week” variable
and intercept are significant in all models. The intercept being significant just
indicates the HDRS scores are different than zero at baseline. So, it is not
particularly meaningful. In Model III, the variables “ENDOG” and “ENDWEEK”
are not significant. That is, to see the relationship between Imipramine (IMI) and
Desipramine (DMI) plasma levels and clinical response, the HDRS score does not
affect whether it is endogenous patient or not. Also, the HDRS score does not
affect when patients stop the plasma levels. At last, Model IV tests whether the
HDRS score has quadratic trend over time. P-value of “WEEK*WEEK” variable
has 0.5621, which is not significant. The estimation of “Week” parameter is -2.633
(Model IV). Therefore, HDRS score has linearly negative relationship with plasma
levels.
Statistical models for longitudinal data analysis 1985
Week0 Week1 Week2 Week3 Week4 Week5
Endogenous 24.0 23.0 19.3 17.3 14.5 12.6
N 33 34 37 36 34 31
Non-Endogenous 22.8 20.5 17.0 15.3 12.6 11.2
N 28 29 28 29 29 27
Pooled SD 4.5 4.7 5.5 6.4 7.0 7.2
The table gives a descriptive statistics (mean, sample size, and pooled sd). It
shows that the means decreases over time. Lower scores on the HDRS reflect less
depression. Thus, we can conclude that patients are improving over time.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

3.
m
ของ
m
m
pe
ตี้
M
1
,
ป่า
สหประชาชาติ
~
อดีต
pl
29
(H
ไม่
B
จิ
co
co
ใหม่
M
ลี่
es
U
m สถิติ
Eff ผสม
ถัดไป เรา
รุ่น indiv
f ซ้ำ
ขาดข้อมูล
มาตรการ อัล
เอ้อ เรื่อง T
ฉันจุด M
รุ่น MRM
... ni observ
สิเป็นแบบ ni × p
arameter ซิ
nknown วิ่ง
N (0, σ2In1)
อย่าง
xamined th
lasma ระดับ
9 ไม่ใช่-endog
HDRS) wer
บน endogen
ทั้ง dru
iven ด้านล่าง.
กระบวนการ
CLAS
โหมด
RAND
รัน;
ในกระบวนการ
onsidered ไป
ovariates ใน
equests l เป็น
o วิธี
kelihood) เป็น
stimated va
UN เรียกสำหรับ
odels สำหรับหล่อ
fect Regres
อีพูดคุย M
vidual ช้าง
มาตรการเป็น
ที่ข้ามทิม
lso, su แต่ละ
กล่าวคือ มัน c
MRM สามารถเป็น
l ถูกกำหนดโดย
vations หา
พรมออกแบบ
ฉันเป็น ni × r d
ndom ผล
.
: Plasm ยา
relationsh เขา
s และคลินิก
genous) ได้ เป็น
วัดใหม่
nous เป็นอิ
ยูจีพลาสม่า l
M ผสม
S ID;
เอลบินหัมด์
โดมอินเตอร์
C ผสม th
o จะสุ่ม
n แบบ
isting th
speci เลือก
และ COVTE
ariance คอม
unstruct การ
ongitudinal
ssion โหมด
ผสมผล
ge ในทิม
และ n
ฉันและ
ubject ไม่
สามารถจัดการ
ใช้
y: ยี่ = xiβ
i. ละ
ละเอียด trix สำหรับ f
ออก matri
, และซิ ~ N (
ระดับมาเป็น
ฮิ betwee
ตอบอัล
s outcom การ
d ได้ เป็น ind
s antidepres
evels ใน
วิธี = M
=สัปดาห์ /S
RCEPT /SU
เขา RANDO
ม.พิเศษ
เมตริกซ์ n สำหรับ
เขาแก้ปัญหา
ifies estima
EST ที่ p
mponents Th
tured (2 × 2)
analys ข้อมูล
l (MRM)
t Regressio
ฉัน ใน addit
ot ต้อง
ต่างบริษัท
ไม่ต้อง
หัวข้อฉัน
d สำหรับ incom
zivi εi
นี่คือยี่เป็น
คงผล,
ix ใน ra
(0, Σv) ลา
และ Clinical
n Imiprami
ใน 66 depre
ฉันตัวแปร H
v ขึ้น
ssant และ D
ข้อมูล
ML COVTE
โซลูชัน
UBJECT = ID
statemen ออม
y แรนด์
มี rando
n เมตร
ation metho
ให้ est
op ชนิดเขา
แปรปรวน
sis
รูปแบบ (M
tions, MRM
จำกัด
ovariance s
o ได้เหมือนกัน
easured inco
mplete longit
กับฉัน = 1...
ni × 1 โป้
, βคือ p × 1
andom effe
ast, εi จะซื้อ ni
l ตอบ R
ine (อิ) เป็น
essed inpati
D ฮามิลตัน
แปร น้ำ
DMI จะเป็น m
e พบใน
EST;
N;
D ชนิด = U
nt จะใช้
โดม statem
ผลออม.
โหมดผสม
od ที่นี่ w
timates t
ความ ption
เมตริกซ์ ยัง
MRM) นาย
M คือ เพิ่มเติมของ fle
อัสสัมชัญ
โครงสร้างของ
e จำนวน
ompletely o
tudinal ข้อมูล
...N individ
onse เวกเตอร์ f
เวกเตอร์ของ un
cts, vi เป็น
× 1 เหลือ
Riesby และ
และ Desipra
ents (สิ้น 37
R ซึมเศร้า
ndog มีน้ำ
etabolite ของ
[7] SA
UN G
กำหนด e ทั้งหมด
ติดขัดใช้
SOLU เดอะ
สมการ l
เรามี ML
มาตรฐาน
fies covarian
ค G ดังนั้น
198
RM ชัดเจน
exible ในเธอ
ns concernin
f จะ repeate
f observatio
หรือ ที่ differe
สอง-ลิฟเย
duals และเจ
สำหรับ individu
nknown fixe
เวกเตอร์ r × 1
เวกเตอร์กับ
เชื่อมโยง [1
amine (DM
dogenous การ
Riesby Scor
ndogenous
f imipramin
เป็นรหัส
ลักษณะซึ่งเป็น
d เพื่อกำหนด th
UTION optio
สำหรับ Th
L (Maximu
d ข้อผิดพลาดของ th
nce structur
sts ที่
83
tly
rm
ng
ed
ns
เอนท์
vel
=
ual
ed
ของ
h εi
1]
MI)
nd
ทรัพยากร
หรือ
ne.

มี
เขา
บน
เขา
อุ่ม
เขา
re.
ม. 1984 มาซาฮิโระและ Ke ตะวันตก
ประเมินผลต่างและความแปรปรวนร่วมผลการสุ่มแสดง [4,
13] .
รุ่นนี้เป็นแบบสุ่ม intercepts (รุ่นผม) โดยการเพิ่มตัวแปร "สัปดาห์"
ในสุ่มงบ มันกลายเป็นแบบตีนตะขาบสุ่ม (รุ่นสอง) ยัง ดู
ที่กลุ่มพิเศษกับรุ่น II, "ENDOG" และ "ENDWEEK" มีเพิ่มรุ่น
งบ (รุ่น III) ในที่สุด เพื่อดูแนวโน้มกำลังสอง "สัปดาห์" suspecting,
กับ II, "สัปดาห์ * สัปดาห์" เพิ่มในรุ่นและสุ่ม
งบ (รุ่น IV) .
ตาพอดีรุ่นที่ดีที่สุด เป็นความคิดที่ดีในการเปรียบเทียบค่า AIC
สำหรับแต่ละรุ่น AIC ถึงเกณฑ์ข้อมูลของ Akaike กำหนดชุดข้อมูล,
แข่งขันหลายรูปแบบอาจจัดอันดับตามค่า AIC กับการ
หนึ่งมี AIC ต่ำเป็นส่วนปัจจุบัน
รุ่น I II III IV
AIC 2293.2 2227.6 2232.0 2230.9
ตามหมายเลข AIC, IV รุ่นเหมาะสมสุด โปรดสังเกตว่า ตัวแปร "สัปดาห์"
และจุดตัดแกนสำคัญในแบบจำลองทั้งหมด จุดตัดแกนสำคัญเพียง
ระบุคะแนน HDRS จะแตกต่างจากศูนย์ที่พื้นฐาน ดังนั้น มันไม่ใช่
ความหมายโดยเฉพาะอย่างยิ่งการ ในรุ่น III ตัวแปร "ENDOG" และ "ENDWEEK"
ไม่สำคัญ นั่นคือ เพื่อดูความสัมพันธ์ระหว่าง Imipramine (อิ) และ
ระดับพลาสมา Desipramine (DMI) และการตอบสนองทางคลินิก คะแนน HDRS ไม่ได้
ผลไม่ว่าจะเป็นผู้ป่วย endogenous หรือไม่ ยัง คะแนน HDRS ไม่ได้
มีผลต่อเมื่อผู้ป่วยหยุดระดับพลาสมา สุดท้าย รูปแบบ IV ทดสอบว่าการ
HDRS คะแนนมีแนวโน้มกำลังสองช่วงเวลา ค่า P ของ "สัปดาห์ * สัปดาห์" แปร
มี 0.5621 ซึ่งไม่สำคัญ การประเมินของพารามิเตอร์ "สัปดาห์" เป็น - 2.633
(Model IV) ดังนั้น HDRS คะแนนมีความสัมพันธ์เชิงเส้นลบกับพลาสม่า
ระดับ
โมเดลทางสถิติสำหรับการวิเคราะห์ข้อมูลระยะยาวปี 1985
Week0 Week1 Week2 Week3 Week4 Week5
Endogenous 24.0 23.0 19.3 17.3 14.5 12.6
N 33 34 37 36 34 31
ไม่ Endogenous 22.8 20.5 17.0 15.3 12.6 11.2
N 28 29 28 29 29 27
Pooled SD 4.5 4.7 5.5 7.2 6.4 7.0
ตารางแสดงสถิติพรรณนา (ค่าเฉลี่ย จิ๋ว และ sd รวม) มัน
แสดงให้เห็นว่าวิธีลดช่วงเวลาการ HDRS คะแนนต่ำกว่าสะท้อนน้อย
ภาวะซึมเศร้า ดังนั้น เราสามารถสรุปว่า ผู้ป่วยมีการปรับปรุงช่วงเวลา

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

3
เมตร
ของ
เมตร
เมตร
PE
ทิ
M
1
i,
pa
ยกเลิก
~
อดีต
พี
29
(H
ไม่มี
B
กูเกิล
ร่วม
ร่วม
อีก
M
li
ES
U
เมตรสถิติ
. ผสม eff
ต่อไปเรา
รุ่นเล่อ
ฉซ้ำ
ข้อมูลที่หายไป
มาตรการ. อัล
เรื่องเอ้อ . T
ฉันจุด. เอ็ม
รุ่น MRM
... observ ni
xi เป็น ni ×พี
arameter, Zi
nknown วิ่ง
N (0, σ2In1)
ตัวอย่าง
xamined ณ
ระดับ lasma
9 ไม่ endog-
HDRS) wer
บน endogen
ทั้งสอง Dru
Iven ด้านล่าง
PROC
CLAS
โหมด
แรนด์
RUN;
ใน PROC
onsidered จะ
ovariates ใน
equests อั
วิธี o
kelihood)
stimated va
สหประชาชาติเรียกร้องให้
odels แท้จริง
fect Regres
อีหารือ M
vidual ช้าง
มาตรการ
ข้าม tim
LSO แต่ละ su
นั่นคือมัน c
MRM สามารถ
ลิตรจะได้รับจาก
การ vations ฉัน
ออกแบบเสื่อ
ฉันเป็นถนน× ni
ผล Ndom
.
: ยา Plasm
เขาความเกี่ยวพัน
และคลินิก
Genous) เป็น
อีกครั้งที่วัด
เซ้นส์ IMI เป็น
ทุกพลาสมาลิตร
ผสม M
S ID;
EL Hamd
DOM อินเตอร์
C ผสม, ณ
o จะสุ่ม
n ออกแบบ
isting ของวันที่
speci ตัวเลือก
และ COVTE
ariance comp
unstruct
ongitudinal
โหมด ssion
ผสมผลกระทบ
ge ทั่ว tim
และไม่ n
ผมและ
ubject ไม่
สามารถจัดการ
ยังสามารถใช้
y: yi = xiβ
บุคคล i
Trix สำหรับฉ
matri ออกแบบ
และ Zi ~ N (
ระดับ ma
สะโพก betwee
อัลตอบสนอง
s outcom
d. ในฐานะที่เป็น IND
s antidepres
. evels
วิธี = M
= สัปดาห์ / S
RCEPT / SU
เขา RANDO
เมตร. พิเศษ
n เมทริกซ์ในการ
แก้ปัญหาเขา
ifies Estima
EST ซึ่งพี
mponents. อา.
tured (2 × 2)
analys ข้อมูล
ลิตร (MRM)
เสื้อ Regressio
ฉัน. ใน addit
ม่จำเป็นต้องมี
ความแปรปรวนร่วม
ไม่ได้ จำเป็นต้อง
วิชาที่ฉัน
งเพื่อ Incom
+ + zivi εi
. นี่ yi เป็น
ผลคงที่
เพื่อ ix รา
(0, Σv). ที่ลา
และคลินิก
n Imiprami
66 Depre
ฉันตัวแปร H
v ขึ้นอยู่
ssant และ D
ข้อมูลได้
ML COVTE
SOLUTION
UBJECT = ID
OM statemen
y, แรนด์
r Rando
n ของเมตร
metho ation
EST ให้
เขา TYPE op
แปรปรวน
sis
ในรุ่น (M
tions, MRM
จำกัด
ovariance s
o มีเดียวกัน
easured Inco
mplete longit
ด้วย i = 1 ...
ni × 1 respo
, βเป็น AP × 1
andom effe
AST, εiเป็น× ni
. การตอบสนองต่อลิตร R
ครับ (IMI)
Essed inpati
แฮมิลตัน D
ตัวแปร En
DMI am เป็น
ที่พบในอี
EST;
N;
D ประเภท U =
nt จะใช้ในการ
DOM งบแสดง
ผลของส
ผสมโหมด
od ที่นี่กว้าง
timates เสื้อ
ption specif
เมทริกซ์ Als
MRM) MR
M เป็นแชมพูเพิ่มเติม
สมมติฐาน
โครงสร้างของ
จำนวนอีเมลของ
ompletely o
ข้อมูล tudinal
... ไม่มี individ
onse ฉเวกเตอร์
เวกเตอร์ยกเลิก
กะรัต, vi เป็น ar
× 1 ที่เหลือ
Riesby และ
และ Desipra
ents (37 ปลาย
ลุ่ม R
Ndog มี en
etabolite ของ
[7 ]. SA
สหประชาชาติ G
กำหนดทั้งหมดอี
ment ใช้
SOLU
สมลิตร
เรามี ML
มาตรฐาน
fies covarian
ดังนั้น G reques
198
RM ชัดเจน
exible ในตรี
กา Concernin
ฉ repeate
ฉ observatio
หรือที่ differe
. สอง LEV-
duals และเจ
เพื่อ individu
nknown fixe
r × 1 เวกเตอร์
เวกเตอร์ที่มีการ
เชื่อมโยง [1
เอมีน (DM
dogenous
Riesby Scor
ndogenous
ฉ imipramin
AS รหัส
ผลกระทบที่
ดีในการกำหนดลำดับที่
OPTIO ution
เพื่อ. อา.
L (maximu
งข้อผิดพลาดของวัน
nce STRUCTUR
ห่วง ที่
83
TLY
Rm
ng
เอ็ด
กา
กิจการ
เพลง
=
ทางเพศ
เอ็ด
ของ
เอชεi
1]
MI)
ครั้งที่
ความละเอียด
หรือ
ne
จะ
มี
เขา
อยู่กับ
เขา
หนอ
เขา
อีกครั้ง
1984 เอ็มดับบลิวและ Nakai Ke
ประมาณการของความแปรปรวนและความแปรปรวนของ ผลการสุ่มจะแสดง [4,
13]
รุ่นนี้เป็นรุ่นที่ดักสุ่ม (แบบฉัน). โดยการเพิ่ม "สัปดาห์" ตัวแปร
ในงบ RANDOM มันจะกลายเป็นรูปแบบดอกยางแบบสุ่ม (รุ่นที่สอง). นอกจากนี้เพื่อดู
ผลกระทบที่กลุ่ม ด้วยรูปแบบที่สอง "endog" และ "ENDWEEK" มีการเพิ่มรูปแบบ
คำสั่ง (รุ่นที่สาม) ที่ผ่านมาดูที่สมการกำลังสอง "สัปดาห์" แนวโน้มสงสัย,
กับรูปแบบที่สอง "สัปดาห์ * สัปดาห์" มีการเพิ่มทั้งในรูปแบบและ RANDOM
งบ (รุ่นที่สี่)
นอกจากนี้จะดูที่รูปแบบพอดีกับที่ดีที่สุดก็เป็นสิ่งที่ดี ความคิดที่จะเปรียบเทียบค่า AIC
ในแต่ละรุ่น AIC ย่อมาจาก Akaike ข้อมูลของเกณฑ์ ได้รับชุดข้อมูล
หลายรูปแบบการแข่งขันอาจจะถูกจัดอันดับตามค่า AIC ของพวกเขาด้วย
หนึ่งมี AIC ต่ำสุดเป็นที่ดีที่สุด
ผมรุ่นที่สองที่สามที่สี่
AIC 2,293.2 2,232.0 2,230.9 2,227.6
ตามจำนวน AIC รุ่น IV เหมาะกับที่ดีที่สุด ขอให้สังเกตว่า "สัปดาห์" ตัวแปร
และตัดมีความสำคัญในทุกรูปแบบ ตัดเป็นอย่างมีนัยสำคัญเพียงแค่
แสดงให้เห็นคะแนน HDRS จะแตกต่างจากศูนย์ที่ baseline ดังนั้นจึงไม่ได้
มีความหมายโดยเฉพาะอย่างยิ่ง ในรุ่นที่สามตัวแปร "endog" และ "ENDWEEK"
ไม่ได้อย่างมีนัยสำคัญ นั่นคือเพื่อที่จะเห็นความสัมพันธ์ระหว่าง Imipramine (IMI) และ
desipramine (DMI) ระดับพลาสม่าและการตอบสนองทางคลินิกคะแนน HDRS ไม่ได้
ส่งผลกระทบต่อไม่ว่าจะเป็นผู้ป่วยภายนอกหรือไม่ นอกจากนี้คะแนน HDRS ไม่ได้
ส่งผลกระทบต่อเมื่อผู้ป่วยหยุดระดับพลาสม่า ที่ผ่านมารูปแบบการทดสอบที่สี่ว่า
คะแนน HDRS มีแนวโน้มกำลังสองเมื่อเวลาผ่านไป P-value ของ "สัปดาห์ * สัปดาห์" ตัวแปร
มี 0.5621 ซึ่งไม่ได้เป็นอย่างมีนัยสำคัญ การประมาณค่าของ "สัปดาห์" พารามิเตอร์เป็น -2.633
(รุ่นที่สี่) ดังนั้นคะแนน HDRS มีความสัมพันธ์เชิงลบเป็นเส้นตรงกับพลาสม่า
ระดับ
รูปแบบทางสถิติสำหรับการวิเคราะห์ข้อมูลระยะยาว 1,985
Week0 Week1 Week2 Week3 Week4 Week5
ภายนอก 24.0 23.0 19.3 17.3 14.5 12.6
ไม่มี 33 34 37 36 34 31
ไม่ภายนอก 22.8 20.5 17.0 15.3 12.6 11.2
ไม่มี 28 29 28 29 29 27
พู SD 4.5 4.7 5.5 6.4 7.0 7.2
ตารางให้สถิติเชิงพรรณนา (หมายถึงขนาดของกลุ่มตัวอย่างและ SD สำรอง) มัน
แสดงให้เห็นว่าวิธีการที่จะลดลงเมื่อเวลาผ่านไป ลงคะแนนในการสะท้อนให้เห็นถึง HDRS น้อย
ภาวะซึมเศร้า ดังนั้นเราจึงสามารถสรุปได้ว่าผู้ป่วยที่มีการปรับปรุงอยู่ตลอดเวลา

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

3 .
m

m

m ของ PE TI
m

1
,

~

โดยสหประชาชาติอดีต


คุณ 29 ( H :
b

ไม่กี



M Co Co อีกครั้ง


u
สถิติ Li ES M
ผสมเอฟ

รุ่นต่อไป เรา indiv

F ซ้ำมาตรการข้อมูลขาดหายไป

อัล
เอ้อเรื่อง T
ฉันจุด m

mrm แบบ . . ฉันสังเกต
Xi เป็น N × P
arameter ซิ

เรามีรัน , N ( 0 , σ 2in1 )

xamined ตัวอย่างเช่น th

9 ระดับลาซมาไม่ endog


hdrs ) ผู้ที่ทั้งมี endogen ดรู
ไอเว่น

3
proc ด้านล่าง โหมด
แรนด์
เรียก ;



onsidered ใน procovariates ใน
L
o
equests วิธี kelihood )

stimated และสหประชาชาติเรียกร้องให้

odels แท้จริงสมบูรณ์ regres
E
หารือมาตรการเป็นข้ามทิม
M
vidual lSO ช้าง

แต่ละซูมัน C
L
mrm สามารถให้
vations สำหรับ ผม

ผมออกแบบเสื่อเป็น N × R D
ndom ผล
.
: ยาปูนสอ
เขา relationsh

และคลินิกทำ ) เป็นอีกวัด

นู . IMI
L
m
2 ( ผสมของรหัส ;

เอล hamd ดอมอินเตอร์
C ผสม , th
o
เป็นแบบสุ่มออกแบบ isting th n



ariance และเลือกประเภท covte คอมพ์


เป็น unstruct ongitudinal ssion โหมดผสมผล


และ GE ผ่านทิม n
ผม


ยังไม่ ubject สามารถจัดการใช้
Y : Yi = Xi บีตา
.
f Trix สำหรับบุคคล

ออกแบบ Matri แล้ว และ ซิ ~ N (

มาระดับสะโพก betwee
ล การเป็น outcom
D

s
เป็น Ind antidepres evels .
m
= ) = อาทิตย์ / s
rcept / ซู

m
n เขารันโดเป็นพิเศษ
เมทริกซ์สำหรับเขาเฉลย

p
EST ifies ม่า ซึ่ง mponents . th
tured ( 2 × 2 )
ข้อมูลวิเคราะห์
l ( t regressio mrm )

ผม ใน addit

OT ต้องแปรปรวน Co
ไม่ต้อง

D สำหรับคนผม .
zivi εผม

นี่อีเป็นผลถาวร ,
9 สำหรับรา
0 Σ V ) ที่ La

n และคลินิก imiprami
66
ฉันใน depre ตัวแปร H
v
D
ssant ตัวแปรและข้อมูลที่สามารถ covte

+

โอมโซลูชั่น ubject = ID statemen
y , แรนด์
r
รันโดของ M


เขาให้ ation ระเบียบวิธี EST ประเภท OP


พี่ร่วมในรูปแบบ ( M


ovariance tions mrm เข้มงวด s
o

mplete ได้เหมือนกัน easured INCO longit
I = 1 . . . . . . .
N × 1 respo
, บีตาเป็น P × 1
andom effe
AST , εฉันเป็นฉัน×
l การตอบสนอง R
e ( IMI ) inpati
D

essed แฮมิลตันตัวแปร en
DMI เป็น M
E

พบ EST N ;
; D ชนิด = u
NT ใช้

โอมดอม statem ผล . .

โหมดผสม ที่นี่ timates T
w
,ระบบ ption
เมทริกซ์ ALS
mrm ) คุณ
M

เป็น fle สมมติฐานโครงสร้าง
E
o
tudinal ompletely จำนวนข้อมูล n

. . . . . . . individ onse เวกเตอร์เวกเตอร์ของสหประชาชาติ F

CTS 6 เป็น R
× 1 ที่เหลือ


และ riesby และ desipra ents ( 37 จบ



หมามีภาวะซึมเศร้า R etabolite ของ
[ 7 ] ซาอุน g

E
ment กำหนดทั้งหมดใช้

L
ซูลูสมการเราได้

fies มิลลิลิตรมาตรฐาน covarian
, G )
0
)

exible ชัดเจนในเธอNS concernin
F repeate
F observatio

A หรือที่ differe สองเลฟ
J

สำหรับบุคคลและ duals เรามี fixe
r × 1 เวกเตอร์เวกเตอร์ร่วมด้วย

[ 1


dogenous เอมีน ( DM เป็น riesby คะแนน


ndogenous F imipramin รหัสผลที่เป็น

D เพื่อกำหนด ution optio งาม

) th
L ( maximu
D

ผิดพลาดของ th , เทคนิค STS ที่ 83




tly RM ของเอ็ด

ดี

ใช้ NS =



H มโครงการของεผม
1 ]



มิ ) และ res หรือ


จะเป็นเน



. . . บนเขาเขาเขา

Re .
1984 ม. นากาและ เค่อ
ประมาณความแปรปรวนของความแปรปรวนร่วมแบบสุ่มและผลแสดง [ 4
8 ] .
รุ่นนี้เป็นแบบสุ่มสกัด ( แบบฉัน ) โดยการเพิ่ม " อาทิตย์ " ตัวแปร
แบบสุ่มข้อความ มันกลายเป็นรูปแบบดอกยางแบบสุ่ม ( แบบที่ 2 ) นอกจากนี้ การดู
ที่กลุ่มผลรุ่นที่ 2 " endog " และ " endweek " เป็นนางแบบ
งบ ( รุ่น 3 ) ในที่สุดดูสงสัยกำลังสอง " สัปดาห์ " แนวโน้ม
. รุ่น 2 " สัปดาห์ * สัปดาห์ " เป็นทั้งรูปแบบและสุ่ม
งบ ( รุ่น 4 ) .
ยังดูรูปแบบที่เหมาะที่สุด มันเป็นความคิดที่ดีเพื่อเปรียบเทียบค่า
6 สำหรับแต่ละรุ่น AIC หมายถึงเคราะห์ข้อมูลเกณฑ์ ได้รับชุดข้อมูล รูปแบบการแข่งขันหลายอาจถูกจัดอันดับ
ตามค่า AIC ของพวกเขากับ
หนึ่งที่มีค่า AIC เป็นดีที่สุด ชั้น 2 3 4

แบบ AIC 2293.2 2232.0 2230.9 2227.6
ตาม ตามหมายเลข รุ่น 4 พอดีกับที่ดีที่สุด สังเกตว่า "
ตัวแปรสัปดาห์ " และขัดขวางความสัมพันธ์ในทุกรูปแบบ การตัดเป็นสำคัญแค่
แสดง hdrs คะแนนแตกต่างจากศูนย์ที่ พื้นฐาน ดังนั้น มันไม่ได้
โดยมีความหมาย ในรุ่นที่สามตัวแปร " endog " และ " endweek "
ไม่สําคัญ คือจะเห็นความสัมพันธ์ระหว่างอิมิพรามีน ( IMI ) และ
ประเทศเลบานอน ( DMI ) ระดับพลาสมาและการตอบสนองทางคลินิก , hdrs คะแนนไม่ได้
ต่อว่าเป็นผู้ป่วยภายนอกหรือไม่ นอกจากนี้ hdrs คะแนนไม่ได้
มีผลต่อเมื่อผู้ป่วยหยุดระดับพลาสมา สุดท้าย รุ่น 4
การทดสอบว่าhdrs คะแนนที่มีแนวโน้มปรับตัวตลอดเวลา ระดับของ " สัปดาห์ * สัปดาห์ " ตัวแปร
มี 0.5621 ซึ่งมีความ การประมาณค่าพารามิเตอร์ของ " สัปดาห์ " - 2.633
( รุ่นที่ 4 ) ดังนั้น hdrs เชิงลบคะแนนมีความสัมพันธ์กับระดับพลาสมา
.
แบบจำลองทางสถิติสำหรับการวิเคราะห์ข้อมูล week0 ตามยาว 1985
week1 week2 week3 week4 week5
ภายนอก 24.0 23.0 19.3 จำนวน 14.5 12.6
N 33 34 37 36 34 31
ไม่ต่ำกว่าร้อยละ 15.3 ในเรือ 12.6 11.2
N 28 29 29 29 29 29
รวม SD 4.5 4.7 5.5 6.4 7.0 7.2
โต๊ะให้สถิติเชิงพรรณนา ( หมายถึง ขนาดตัวอย่าง และ pooled SD ) มันแสดงให้เห็นว่าวิธีการ
ลดลงเมื่อเวลาผ่านไป ลดคะแนนให้กับ hdrs ซึมเศร้าน้อยลง

ดังนั้นเราจึงสามารถสรุปได้ว่าผู้ป่วยมีการปรับปรุงตลอดเวลา