タグ付けされた質問 「repeated-measures」

同じユニット(被験者など)で複数の測定が収集されると、繰り返し測定データが発生します。このタグは[anova]タグと一緒にRM-ANOVAに使用します。

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データ削減のために繰り返される対策に対してPCAを実行できますか?
私は、2つのコンテキストのそれぞれで87の動物に対して3つの試験を行っています(データが欠落している、データが欠落している= 64の動物)。文脈の中で、私は多くの具体的な対策(入力する時、避難所に戻った回数など)を持っているので、私は(それらを呼び出すそのコンテキストで動作を説明し、2〜3の複合行動スコアを開発したいですC1、C2、C3)。私C1は、3つの試験すべてと87匹の動物で同じことを意味するので、年齢、性別、血統、および個々の動物が行動に及ぼす影響を調べるために回帰を行うことができます。次にC1、特定の年齢内の他のコンテキストでの行動スコアとの関係を調べたいと思います。(1歳で、コンテキスト1のアクティビティはコンテキスト2のアクティビティを強く予測しますか?) これが繰り返し測定されない場合、PCAはうまく機能します。コンテキストの複数の測定でPCAを実行し、PC1、PC2などを使用して、1つのコンテキストのPC1とPC1(または2または3)他のコンテキスト。問題は反復測定であり、これは疑似複製に分類されます。レビュアーに断りなく「ノーゴー」と言ったことがありますが、データ削減を行うときにこれが問題になるかどうかについて明確な参照を見つけることができません。 私の推論は次のようになります。PCAで私がしていることは、元の測定値に対して純粋に記述的であるため、測定値の繰り返しは問題ではありません。コンテクスト1の「大胆さ」尺度としてアリーナに入る時間を使用していることをフィアットで宣言した場合、すべての年齢のすべての個人に匹敵するコンテクスト1大胆さ尺度があり、誰も目をつぶることはありません。私は私が使用するフィアットで宣言した場合は時間に入る+ 0.5 ⋅タイム・トゥ・遠端、同じことが行きます。私は、還元の目的のために純粋にPCAを使用していますもしそうなら、なぜそれがPC1が(それはあるかもしれないことはできません0.28 ⋅入力+ 0.63 ⋅仕上げ+ 0.02を⋅0.5 ⋅0.5⋅0.5\cdot+ 0.5 ⋅ + 0.5⋅+\ 0.5\cdot0.28 ⋅0.28⋅0.28\cdot+ 0.63 ⋅ + 0.63⋅+\ 0.63\cdot+ 0.02 ⋅ + 0.02⋅+\ 0.02\cdot 合計時間...)、入力する時間が一般的に有益で代表的な特性であると推測する代わりに、少なくとも複数の手段によって通知されますか? (注:対策の基本的な構造には興味がありません ...質問は、コンテキスト固有の動作をどのように解釈するかについてです。「コンテキスト1を使用して、ハリーが他の動物と比較してアクティブであると結論付けた場合、ハリーはコンテキスト2でアクティブですか?年齢が上がるにつれてコンテキスト1のアクティビティとして解釈するものを変更した場合、コンテキスト2のアクティビティも変更しますか?) 私はPARAFACを調べましたが、SEMを調べましたが、これらのアプローチのいずれかがサンプルサイズに適しているとは思いません。誰でも体重を量ることができますか?ありがとう。

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マルチレベルのモデリングなしで、研究が複製の単位であるメタ分析で研究内複製を処理する方法は?
研究の説明: 研究内複製の処理に関して、メタ分析に共通のエラーが見られました。仮定が述べられているときにエラーが研究を無効にするかどうかは私には明らかではありません。しかし、私が理解しているように、これらの仮定は統計の基本的な前提に違反しています。 例として、研究では、化学物質が反応Yに及ぼす影響をテストします。バツバツXYYY 治療の比率:分析は、対数応答率に行われる(存在下でのX制御する)Y 0(NO Xを):Y+ XY+バツY_{+X}バツバツXY0Y0Y_{0}バツバツX R = ln( Y+ XY0)R=ln⁡(Y+バツY0)R = \ln(\frac{Y_{+X}}{Y_{0}}) メタ分析に含まれる研究の中には、異なるレベルや化学形態など、複数の処理が含まれています。各治療のために、異なる値が存在するが、常に同じ値の使用。バツバツXR Y 0RRRRRRY0Y0Y_0 メソッドの状態: 単一の研究内の異なる治療(レベルと形態)に対する反応は、独立した観察とみなされました。バツバツX 質問: これは疑似複製ではありませんか? メソッドに独立違反が記載されていても不適切ですか? 研究の複製内で処理するための簡単な方法(単純なメタ分析ソフトウェアパッケージの機能内など)は何でしょうか? 最初の考え: 各研究の結果を要約します。例えば、平均応答をとることにより アプリオリの基準に基づいて各研究から1つの治療のみを選択します(最高用量、最初の測定など)。 他の解決策はありますか?

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反復測定計画のANOVAはどのように計算されますか:Rのaov()vs lm()
タイトルはそれをすべて言っており、私は混乱しています。以下は、Rで反復測定aov()を実行し、同等のlm()呼び出しと考えたものを実行しますが、異なる誤差残差を返します(ただし、平方和は同じです)。 aov()の残差と近似値は、モデルで使用されるものです。これらの平方和は、summary(my.aov)で報告されるモデル/残余平方和のそれぞれに加算されるためです。それでは、反復測定設計に適用される実際の線形モデルは何ですか? set.seed(1) # make data frame, # 5 participants, with 2 experimental factors, each with 2 levels # factor1 is A, B # factor2 is 1, 2 DF <- data.frame(participant=factor(1:5), A.1=rnorm(5, 50, 20), A.2=rnorm(5, 100, 20), B.1=rnorm(5, 20, 20), B.2=rnorm(5, 50, 20)) # get our experimental conditions conditions <- …

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ノイズの多い観測から真の平均を決定する
フォーム(平均、標準偏差)のデータポイントの大規模なセットがあります。これを単一の(より良い)平均に、そして(できれば)より小さな標準偏差に減らしたいと思います。 明らかに、単に計算できましたが、データポイントのいくつかが他のものよりもはるかに正確であるという事実を考慮に入れていません。∑ dトンのAM E NN∑datameanN\frac{\sum data_{mean}}{N} 簡単に言えば、これらのデータポイントの加重平均を作成したいのですが、標準偏差に関して加重関数がどうあるべきかはわかりません。

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縦断的データセットの分析でaov()とlme()を使用することの違いは何ですか?
縦断的データの使用aov()とlme()分析の違いと、これら2つの方法の結果の解釈方法の違いを教えてください。 以下は、私が使用して同じデータセットを分析aov()し、lme()そして2つの異なる結果を得ました。でaov()、私は治療の相互作用によって時間的に有意な結果を得たが、線形混合モデルを当てはめ、治療の相互作用によって時間は軽微であります。 > UOP.kg.aov <- aov(UOP.kg~time*treat+Error(id), raw3.42) > summary(UOP.kg.aov) Error: id Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) treat 1 0.142 0.1421 0.0377 0.8471 Residuals 39 147.129 3.7725 Error: Within Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) time 1 194.087 194.087 534.3542 < 2e-16 *** time:treat 1 2.077 …


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非常に多数のデータポイントで値の代入を実行する方法は?
非常に大きなデータセットがあり、約5%のランダムな値が欠落しています。これらの変数は互いに相関しています。次のRデータセットの例は、ダミーの相関データを使用した単なるおもちゃの例です。 set.seed(123) # matrix of X variable xmat <- matrix(sample(-1:1, 2000000, replace = TRUE), ncol = 10000) colnames(xmat) <- paste ("M", 1:10000, sep ="") rownames(xmat) <- paste("sample", 1:200, sep = "") #M variables are correlated N <- 2000000*0.05 # 5% random missing values inds <- round ( runif(N, 1, length(xmat)) …
12 r  random-forest  missing-data  data-imputation  multiple-imputation  large-data  definition  moving-window  self-study  categorical-data  econometrics  standard-error  regression-coefficients  normal-distribution  pdf  lognormal  regression  python  scikit-learn  interpolation  r  self-study  poisson-distribution  chi-squared  matlab  matrix  r  modeling  multinomial  mlogit  choice  monte-carlo  indicator-function  r  aic  garch  likelihood  r  regression  repeated-measures  simulation  multilevel-analysis  chi-squared  expected-value  multinomial  yates-correction  classification  regression  self-study  repeated-measures  references  residuals  confidence-interval  bootstrap  normality-assumption  resampling  entropy  cauchy  clustering  k-means  r  clustering  categorical-data  continuous-data  r  hypothesis-testing  nonparametric  probability  bayesian  pdf  distributions  exponential  repeated-measures  random-effects-model  non-independent  regression  error  regression-to-the-mean  correlation  group-differences  post-hoc  neural-networks  r  time-series  t-test  p-value  normalization  probability  moments  mgf  time-series  model  seasonality  r  anova  generalized-linear-model  proportion  percentage  nonparametric  ranks  weighted-regression  variogram  classification  neural-networks  fuzzy  variance  dimensionality-reduction  confidence-interval  proportion  z-test  r  self-study  pdf 

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線形混合効果モデルの結果の報告
線形混合効果モデルは、生物学の隅では一般的に使用されていません。執筆しようとしている論文で使用した統計検定を報告する必要があります。生物科学のいくつかの分野でマルチレベルモデリングの認識が現れ始めていることを知っています(依存関係の解決策:ネストされたデータに対応するためにマルチレベル分析を使用)。 私の実験デザインの概要: *被験者は4つの治療グループの1つに割り当てられました *従属変数の測定は治療開始後のさまざまな日に行われました *デザインは不均衡です一部の被験者の数日間の測定値) *治療Aは参照カテゴリーです*治療 の最終日にデータを集中しました 治療A(参照カテゴリー)が他の治療(治療終了時)よりも有意に良い結果をもたらすかどうか知りたいです。 私はnlmeを使用してRで分析を行いました: mymodel <- lme(dv ~ Treatment*Day, random = ~1|Subject, data = mydf, na.action = na.omit, + correlation = corAR1(form = ~1 |Subject), method = "REML") また、出力(一部、簡潔にするために切り捨てられます)は次のとおりです。 >anova(mymodel) numDF denDF F-value p-value (Intercept) 1 222 36173.09 <.0001 Treat 3 35 16.61 <.0001 Day …

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Rの反復測定による線形回帰
反復測定設計のために、R inで線形回帰を実行する方法を理解できませんでした。で前の質問(まだ未回答)には使用しないように私に示唆されたlmのではなく混合モデルを使用します。私lmは次のように使用しました: lm.velocity_vs_Velocity_response <- lm(Velocity_response~Velocity*Subject, data=mydata) (データセットの詳細については、上記のリンクをご覧ください) ただし、インターネット上で、線形回帰分析の実行方法を示すRコードの例を見つけることができませんでした。 私が欲しいのは、一方でデータにフィットする線でデータをプロットし、他方でモデルの有意性の検定のための値とp値です。R2R2R^2 いくつかの提案を提供できる人はいますか?Rのコード例はどれも非常に役立ちます。 編集 これまでに受け取った提案によると、2つの変数Velocity_response(アンケートから派生)とVelocity(パフォーマンスから派生)の間に線形関係があるかどうかを理解するために、データを分析するソリューションは次のようになります。 library(nlme) summary(lme(Velocity_response ~ Velocity*Subject, data=scrd, random= ~1|Subject)) 要約の結果はこれを与えます: > summary(lme(Velocity_response ~ Velocity*Subject, data=scrd, random= ~1|Subject)) Linear mixed-effects model fit by REML Data: scrd AIC BIC logLik 104.2542 126.1603 -30.1271 Random effects: Formula: ~1 | Subject (Intercept) Residual StdDev: …

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一部の時点で応答が大幅に歪んでおり、一部の時点で反復測定研究が行われていない場合はどうすればよいですか?
通常、縦断的デザインで連続的ではあるが歪んだ結果測定値に遭遇すると(たとえば、被験者間効果が1つ)、一般的なアプローチは結果を正常性に変換することです。切り捨てられた観測値など、状況が極端な場合は、空想を得てTobit成長曲線モデルなどを使用する可能性があります。 しかし、特定の時点で通常分布し、その後他の時点で大きく歪んだ結果を見ると、私は途方に暮れています。変換は、あるリークを埋めるが、別のリークを引き起こす可能性があります。そのような場合、何を提案できますか?私が知らない混合効果モデルの「ノンパラメトリック」バージョンはありますか? 注:適用例は、一連の教育的介入の前後の知識テストのスコアです。スコアは正常に始まりますが、その後、スケールの上限でクラスター化します。

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車を使用して繰り返し測定ANOVAの特定のコントラストを指定する方法は?
RでAnovaを繰り返し測定した後、そのデータセットでいくつかの特定のコントラストを実行しようとしています。正しいアプローチはAnova()、車のパッケージから使用することだと思い ます。 データの?Anova使用 から得られた例で私の質問を説明しましょうOBrienKaiser(注:例から性別因子を省略しました): 被験者因子、治療(3レベル:コントロール、A、B)、および2反復の間の1つのデザインがあります-測定(被験者内)要因、フェーズ(3レベル:事前テスト、事後テスト、フォローアップ)および時間(5レベル:1〜5)。 標準のANOVAテーブルは次のようになります(example(Anova)とは異なり、タイプ3の二乗和に切り替えました。これが私の分野の望みです)。 require(car) phase <- factor(rep(c("pretest", "posttest", "followup"), c(5, 5, 5)), levels=c("pretest", "posttest", "followup")) hour <- ordered(rep(1:5, 3)) idata <- data.frame(phase, hour) mod.ok <- lm(cbind(pre.1, pre.2, pre.3, pre.4, pre.5, post.1, post.2, post.3, post.4, post.5, fup.1, fup.2, fup.3, fup.4, fup.5) ~ treatment, data=OBrienKaiser) av.ok <- Anova(mod.ok, idata=idata, …

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Split-Plot ANOVA:Rでのモデル比較テスト
RのXおよびM引数で使用するための適切なモデル比較を使用して、分割プロットANOVAで効果をテストするにはどうすればよいanova.mlm()ですか?私は?anova.mlmDalgaard(2007)[1]に精通しています。残念ながら、それは分割プロットデザインのみをブラシします。2つの被験者内要因を含む完全にランダム化されたデザインでこれを行います。 N <- 20 # 20 subjects total P <- 3 # levels within-factor 1 Q <- 3 # levels within-factor 2 DV <- matrix(rnorm(N* P*Q), ncol=P*Q) # random data in wide format id <- expand.grid(IVw1=gl(P, 1), IVw2=gl(Q, 1)) # intra-subjects layout of data matrix library(car) # for Anova() fitA …

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nlmer()を使用して反復測定データの非線形混合効果モデルをどのように近似しますか?
私は繰り返し測定データを分析しようとしており、それをで機能させるのに苦労していRます。私のデータは基本的に次のとおりです。2つの治療グループがあります。各グループのすべての被験者は毎日テストされ、スコア(テストの正解率)が与えられます。データは長い形式です: Time Percent Subject Group 1 0 GK11 Ethanol 2 0 GK11 Ethanol 3 0 GK11 Ethanol 4 0 GK11 Ethanol 5 0 GK11 Ethanol 6 0 GK11 Ethanol データはロジスティック曲線に似ており、被験者は数日間非常にうまく機能せず、その後急速に改善し、その後プラトーになります。処理がテストパフォーマンス曲線に影響を与えるかどうかを知りたいのですが。私の考えはnlmer()、のlme4パッケージで使用することでしたR。以下を使用して、グループごとに線を合わせることができます。 print(nm1 <- nlmer(Percent ~ SSlogis(Time,Asym, xmid, scal) ~ Asym | Subject, salinedata, start = c(Asym =.60, xmid = 23, scal …

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パネル/縦断データの予測評価指標
月次レベルでの行動の予測を提供するいくつかの異なるモデルを評価したいと思います。データはバランスが取れており、 100,000および 12です。結果は特定の月のコンサートに参加しているため、任意の月の約80%の人にとってはゼロですが、ヘビーユーザーの長い右裾があります。私の予測は、結果のカウントの性質を尊重していないようです。フラクショナルコンサートが一般的です。n=n=n=T=T=T= モデルについては何も知りません。私は1人あたり1か月あたり6つの異なるブラックボックス予測のみを観察します。モデルビルダーが推定のために持っていなかった余分な1年分のデータがあります(コンサートの参加者は同じままですが)。それぞれのパフォーマンスが(正確さと精度の点で)どこにあるかを測定したいと思います。たとえば、あるモデルは、頻繁にコンサートに行く人にはよく予測しますが、カウチポテトには失敗しますか?1月の予測は12月の予測よりも良いですか?あるいは、正確な大きさが信頼できない場合でも、予測により、実績の点で人々を正しくランク付けできることを知っておくとよいでしょう。y^1,...,y^6y^1,...,y^6\hat y_1,...,\hat y_6 私の最初の考えは、予測ダミーと時間ダミーで実際の固定効果回帰を実行し、各モデルのRMSEまたはを確認することでした。しかし、これは、各モデルがどこでうまく機能するか、または差が大きいかどうか(RMSEをブートストラップしない限り)に関する質問には答えません。結果の分布も、このアプローチを心配しています。R2R2R^2 私の2番目のアイデアは、結果を0、1、3、3+に分類し、混同行列を計算することでしたが、これを12にしない限り、これは時間次元を無視します。また、かなり粗いです。 concordTJ SteichenとNJ CoxによるStataコマンドを知っていby()ます。これにはオプションがありますが、データを年次合計に集約する必要があります。これは、他の有用な統計の中でも、信頼区間を含むLinの相関相関インデックスを計算します。CCCの範囲は-1から1で、完全に1で一致しています。 オプションがあるハレルの(R.ニューソンによって計算さ れた)もありますが、それによってパネルデータを処理できるかどうかはわかりません。これにより、信頼区間が得られます。ハレルのcは、継続的な結果を得るためのROC曲線(AUC)の下の面積の一般化です。これは、より高い予測を持つ被験者が実際により高い結果を持つように注文できるすべてのペアの割合です。したがって、ランダム予測の場合は、完全に識別できるモデルの場合はです。ハレルの本、p.493を参照してくださいcccsomersdclusterc=0.5c=0.5c=0.5c=1c=1c=1 この問題にどのように取り組みますか?MAPEのように予測に共通する統計を計算することをお勧めしますか? これまでに見つかった便利なもの: スライド林のコンコーダンス相関係数の反復測定バージョンに

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Rを使用して被験者間および被験者内のコントラストを持つ4 x 4混合ANOVAを実行する方法
Rの初心者ユーザーは、繰り返し測定ANOVAと格闘しています。 4レベルの被験者因子間の1つ(「グループ」と呼ばれる単一の変数でコード化)と4レベルの被験者因子内の1つ(4つの別々の変数「DV1」、「DV2」、「DV3でコード化」で構成されるデータセットがあります。 '、' DV4 ')。 私には次の目的があります。 全体的な反復測定ANOVAを実行します。 カスタムコントラストを使用してグループを比較します(SPSSのLMATRIXコマンドの場合と同様)。 カスタムコントラストを使用して、異なるレベルのDVを比較します(SPSSのMMATRIXコマンドなど)。 2)と3)を同時に組み合わせて、被験者内因子の特定のレベルで特定のグループのみを比較します。 合計がゼロにならないコントラストのセットを実行します。 SPSSでこれを問題なく行うことができることはわかっていますが、Rでこれを行う方法を明確に理解できません。このパッケージの一部がさまざまなパッケージでどのように機能するかを確認しましたが、まだそうしていませんこれがRの1つのプロシージャまたは一連の関連プロシージャ内でどのように機能するかは、これまでに確認されています

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