Note til 28. februar

More documents

Recommendations

Info

Figur 4.5: Profilplot for logaritmen til kvartalsvise uheldstal i årene 1987-1989 Uheldstal for samme år er forbundet med rette linier Residualdeviansen på 8.9533 svarer til 82% fraktilen i en χ 2 6-fordeling. Der er således ikke noget, der taler imod at antage en Poissonfordelingsmodel uden vekselvirkning. Man kan derfor forsøge successivt at fjerne led i modellen. Type III opspaltningen af residualdeviansen er Type III (LR) Tests Pr > Source DF ChiSq ChiSq AAR 2 5.8096 0.0548 KVT 3 22.5197
nifikant indflydelse af årene. Når der korrigeres for effekten af årene, er der en stærkt signifikant indflydelse af kvartalerne. Man kunne derfor overveje at reducere modellen ved at fjerne AAR fra modellen. Vi bemærker i øvrigt, at i dette Poissonfordelingstilfælde er opspaltningen i bidragene fra AAR og KVT ortogonal. Type I opspaltningen er nemlig Type I (LR) Tests Pr > Source DF ChiSq ChiSq AAR 2 5.8096 0.0548 KVT 3 22.5197
Page 1 and 2:
Kapitel 4 Introduktion til generali
Page 3 and 4:
“faktorstruktur” (med kategoris
Page 5 and 6:
Indeks Antal Antal fostre Indgiven
Page 7 and 8:
4.3 Naturlige eksponentielle famili
Page 9 and 10:
Bemærkning 1 Relation mellem obser
Page 11 and 12:
hvor 0
Page 13 and 14:
E [Y ] = κ ′ (θ) (4.9) V [Y ] =
Page 15 and 16:
Der er således to ækvivalente par
Page 17 and 18:
De to parametriseringer (kanonisk p
Page 19 and 20:
V (·) gennem (4.14). Notationen er
Page 21 and 22:
eller på matrixform ∂ ∂θ l θ
Page 23 and 24:
Forskellen fra den generelle lineæ
Page 25 and 26:
Ad variansfunktion: Udover variansf
Page 27 and 28:
hvor x ∗ i er modelvektoren for d
Page 29 and 30:
Indsættes (4.28) i dette udtryk fi
Page 31 and 32:
Endvidere gælder, at jo større v
Page 33 and 34:
∇ Eksempel 4.6.2 Fosterdødelighe
Page 35 and 36:
Der ses at være en rimelig god ove
Page 37 and 38:
og godt nok kender vi ikke p i , me
Page 39 and 40:
4.7.2 Fordeling af fittede værdier
Page 41 and 42:
hvor H(β) er matricen: med H(β) =
Page 43 and 44:
Definition 4.7.5 Wald-residual Betr
Page 45 and 46: I almindelighed er det ikke sådan
Page 47 and 48: Bemærkning 1 Pearson teststørrels
Page 49 and 50: Disse udskrives af SAS-Insight, hvi
Page 51 and 52: hvor Ω 0 = {µ 1 ,...,µ k ∈R k
Page 53 and 54: Bemærkning 3 Bestemmelse af devian
Page 55 and 56: som i normalfordelingsmodellerne. K
Page 57 and 58: variansfunktionen V (p) =p(1 − p)
Page 59 and 60: Residualdeviansen på 1.8854 svarer
Page 61 and 62: 95% C.I. (LR) for Parameters Variab
Page 63 and 64: G 2 (H ) = 1.88 0 G 2 (H 1 A |H 0 )
Page 65 and 66: Tabel 4.4: Eksempel på deviansanal
Page 67 and 68: Endvidere er der rubrikkerne • Bi
Page 69 and 70: tioner for kategorisk respons med f
Page 71 and 72: angiver netop forholdet mellem sand
Page 73 and 74: log-log link Såfremt man i stedet
Page 75 and 76: Eksempel 4.14.3 Fortyndingseksperim
Page 77 and 78: Sensitiviteten estimeres da ved x 1
Page 79 and 80: Meget Både Meget Utilfr. Tilfr. ut
Page 81 and 82: Svarkategorierne er ordnede, gåend
Page 83 and 84: Nedenstående figur viser det extra
Page 85 and 86: CLASS RESP; MODEL RESP = fors /DIST
Page 87 and 88: Men da denne fordeling er den samme
Page 89 and 90: med løsningen ̂γ = k∑ y / i k
Page 91 and 92: Hvis frihedsgraderne er de samme fo
Page 93 and 94: anden faktor. Profilen af faktor A
Page 95: Kategori “møde” Kvartal År 1
Page 99 and 100: Betragt nu et eksperiment, hvori n
Page 101 and 102: Profilplot for cancerkendskab log(a
Page 103 and 104: AVIS J 1 -0.5880 0.1347 19.0583 0.0
Page 105 and 106: Dvs at den simpleste model (en mode
Page 107 and 108: Bemærkning 1 Flerdimensional ekspo
Page 109 and 110: Middelværdien svarende til fordeli
Page 111 and 112: Vi bemærker endvidere af (4.148),
Page 113 and 114: Normalfordelinger som eksponentiell
Page 115: Den sædvanlige repræsentation af
show all

Note til 28. februar

Create successful ePaper yourself

Delete template?

Save as template?