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Tab. 4.3 – Estimation de l’écart-type corrigé√̂ H−1 JH −1 des paramètres ˆθ pour G pairesde temps de survie censurés et M échantillons. Risque de 1ère espèce (M=500) etpuissance (M=200) du test de Wald unilatéral à 5%.Temps de survie censurésG θ S.D.(ˆθ) Moyenne√Puissance Recouvrementempirique H −1 ̂JH (ˆθ) * *1000 0.0 0.0285 0.0216 0.071 93.00.1 0.0406 0.0285 0.940 87.00.2 0.0481 0.0443 1.000 92.0500 0.0 0.0363 0.0248 0.100 95.00.2 0.0709 0.0622 0.960 90.00.4 0.0961 0.0754 1.000 88.0200 0.0 0.0563 0.0413 0.069 94.40.2 0.1145 0.0919 0.673 91.00.4 0.1441 0.1174 0.965 91.5100 0.0 0.0784 0.0567 0.088 93.00.2 0.1583 0.1242 0.440 86.50.4 0.2023 0.1655 0.834 88.00.6 0.2442 0.2001 0.970 89.00.8 0.2602 0.2359 0.980 90.01.0 0.3131 0.2679 0.995 90.5∗ utilisant l’estimateur̂ H−1 JH −1 (ˆθ) de la variance de ˆθ.
Tab. 4.4 – Estimations de θ pour G paires de temps de survie censurés et Méchantillons.Temps de survie censurésG θ Moyenne Moyenne ∗ S.D.( θ)∨(ˆθ) ( θ) ∨ empirique1000 0.0 0.2083 0.2084 0.02890.1 0.1036 0.1035 0.04040.2 0.2081 0.2078 0.0477500 0.0 0.0253 0.0256 0.03610.2 0.2039 0.2033 0.07070.4 0.4089 0.4090 0.0973200 0.0 0.0370 0.0368 0.05580.2 0.2104 0.2087 0.11320.4 0.4153 0.4139 0.1423100 0.0 0.0529 0.0519 0.07930.2 0.2178 0.2167 0.15950.4 0.4284 0.4262 0.19840.6 0.6254 0.6231 0.24360.8 0.8388 0.8365 0.25991.0 1.0129 1.0118 0.3125[ ( )]∗ où θ ∨ = ˆθ + H −1G (ˆζ) ∂P G (ˆζ)∂ ˆζˆθ
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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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2.1.3 EstimationConstruction de la
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