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Tab. 4.1 – Estimations de ˆθ pour G paires de temps de survie non-censurés et Méchantillons (avec θ, la vraie valeur de la variance des variables de fragilité). Risque de1ère espèce (M=500) et puissance (M=200) du test de Wald unilatéral à 5%.Temps de survie non-censurésG θ Moyenne S.D.(ˆθ) Moyenne Moyenne Puissance√ √(ˆθ) empirique Ĥ −1 (ˆθ) H −1 ̂IH −1 (ˆθ) * **1000 0.0 0.0127 0.0186 0.0154 0.0143 0.044 0.0580.1 0.1036 0.0340 0.0352 0.0334 0.950 0.9600.2 0.2023 0.0357 0.0408 0.0394 1.000 1.000500 0.0 0.0187 0.0275 0.0209 0.0190 0.056 0.0790.2 0.2053 0.0558 0.0565 0.0574 0.995 0.9950.4 0.3979 0.0660 0.0660 0.0644 1.000 1.000200 0.0 0.0278 0.0454 0.0311 0.0276 0.064 0.0850.2 0.2064 0.0867 0.0774 0.0697 0.880 0.9150.4 0.4060 0.1086 0.1057 0.1322 0.990 0.948100 0.0 0.0379 0.0636 0.0412 0.0351 0.068 0.1060.2 0.1944 0.1270 0.1098 0.1017 0.475 0.5380.4 0.3898 0.1628 0.1866 0.2235 0.799 0.7790.6 0.5614 0.1870 0.1613 0.1744 0.989 0.9510.8 0.7523 0.2001 0.1648 0.1612 1.000 0.9781.0 0.9183 0.1909 0.1819 0.1809 1.000 0.995∗ utilisant l’estimateur Ĥ−1 (ˆθ) de la variance de ˆθ,∗∗ utilisant l’estimateur̂ H−1 IH −1 (ˆθ) de la variance de ˆθ.
Tab. 4.2 – Estimations de ˆθ pour G paires de temps de survie censurés et Méchantillons (avec θ, la vraie valeur de la variance des variables de fragilité). Risque de1ère espèce (M=500) et puissance (M=200) du test de Wald unilatéral à 5%.Temps de survie censurésG θ Moyenne S.D.(ˆθ) Moyenne Moyenne Puissance Recouvrement√ √(ˆθ) empirique Ĥ −1 (ˆθ) H −1 ̂IH −1 (ˆθ) * ** * **1000 0.0 0.0208 0.0285 0.0225 0.0216 0.071 0.071 93.0 93.00.1 0.1036 0.0406 0.0313 0.0285 0.930 0.940 88.0 86.00.2 0.2081 0.0481 0.0466 0.0443 1.000 1.000 93.0 92.0500 0.0 0.0253 0.0363 0.0261 0.0246 0.070 0.090 97.0 95.00.2 0.2039 0.0709 0.0654 0.0621 0.950 0.960 94.0 92.00.4 0.4089 0.0961 0.0803 0.0754 1.000 1.000 90.0 87.0200 0.0 0.0370 0.0559 0.0432 0.0409 0.054 0.067 96.8 94.60.2 0.2104 0.1145 0.0991 0.0920 0.640 0.678 91.5 91.00.4 0.4153 0.1478 0.1218 0.1119 0.985 0.985 92.5 91.0100 0.0 0.0529 0.0784 0.0614 0.0560 0.052 0.082 97.2 93.00.2 0.2178 0.1583 0.1331 0.1228 0.420 0.445 87.0 86.00.4 0.4284 0.2023 0.1767 0.1638 0.795 0.839 92.5 87.50.6 0.6254 0.2442 0.2120 0.1970 0.960 0.970 92.0 89.00.8 0.8388 0.2602 0.2492 0.2319 0.990 0.995 93.5 89.51.0 1.0129 0.3029 0.2812 0.2633 0.990 0.995 91.0 90.0∗ utilisant l’estimateur Ĥ−1 (ˆθ) de la variance de ˆθ,∗∗ utilisant l’estimateur̂ H−1 IH −1 (ˆθ) de la variance de ˆθ.
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Université Victor Segalen - Bordea
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A Monsieur le Professeur Roger Sala
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Mes remerciements les plus chaleure
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3 Approche par vraisemblance pénal
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RésuméLes modèles classiquement
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l’aluminium de l’eau du dialysa
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même groupe pour expliquer cette h
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Dans des essais thérapeutiques, on
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Chapitre 2Modèles de survie pour d
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dans la vraisemblance. De plus la c
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sont tronquées à droite car les s
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