আমি জোড়াযুক্ত পর্যবেক্ষণগুলিতে বাইনারি প্রতিক্রিয়া ডেটার মডেলিংয়ে আগ্রহী। আমরা একটি গোষ্ঠীতে প্রাক-পোস্টের হস্তক্ষেপের কার্যকারিতা সম্পর্কে সুনির্দিষ্টভাবে লক্ষ্য তৈরির লক্ষ্য রেখেছি, সম্ভাব্যভাবে বেশ কয়েকটি কোভারিয়েটের জন্য সামঞ্জস্য করা এবং একটি গ্রুপের দ্বারা প্রভাব পরিবর্তন করা হয়েছে যা একটি হস্তক্ষেপের অংশ হিসাবে বিশেষত পৃথক প্রশিক্ষণ পেয়েছিল তা নির্ধারণ করে।
নিম্নলিখিত ফর্মের তথ্য দেওয়া:
id phase resp
1 pre 1
1 post 0
2 pre 0
2 post 0
3 pre 1
3 post 0
এবং জোড়াযুক্ত প্রতিক্রিয়া তথ্যের একটি কন্টিনজেন্সি টেবিল:
আমরা অনুমান পরীক্ষা করতে আগ্রহী হন: ।
ম্যাকনামারের পরীক্ষা দেয়: অধীনে ( )। এটি স্বজ্ঞাত যেহেতু নালীর নীচে, আমরা বৈষম্যমূলক জোড় ( এবং ) এর সমান অনুপাতটি ইতিবাচক প্রভাব ( ) বা নেতিবাচক প্রভাব ( ) এর পক্ষে হওয়ার আশা করব। ইতিবাচক কেস সংজ্ঞা সংজ্ঞায়নের সম্ভাব্যতার সাথে এবং । একটি ইতিবাচক বিবদমান যুগল দেখে মধ্যে মতভেদ হয় । এইচ0খগখগপি=খ এন=বি+সিপি
অন্যদিকে, শর্তাধীন সম্ভাবনা সর্বাধিক করে একই শর্তটি পরীক্ষা করার জন্য শর্তাধীন লজিস্টিক রিগ্রেশন একটি ভিন্ন পদ্ধতির ব্যবহার করে:
যেখানে ।
তো, এই পরীক্ষাগুলির মধ্যে কী সম্পর্ক? কীভাবে কেউ পূর্বে উপস্থাপিত কন্টিনজেন্সি টেবিলের একটি সহজ পরীক্ষা করতে পারে? শূন্যতার নীচে ক্লোজিট এবং ম্যাকনামারের পদ্ধতির কাছ থেকে পি-মানগুলির ক্রমাঙ্কনটি দেখে আপনি মনে করেন যে তারা সম্পূর্ণরূপে সম্পর্কিত নয়!
library(survival)
n <- 100
do.one <- function(n) {
id <- rep(1:n, each=2)
ph <- rep(0:1, times=n)
rs <- rbinom(n*2, 1, 0.5)
c(
'pclogit' = coef(summary(clogit(rs ~ ph + strata(id))))[5],
'pmctest' = mcnemar.test(table(ph,rs))$p.value
)
}
out <- replicate(1000, do.one(n))
plot(t(out), main='Calibration plot of pvalues for McNemar and Clogit tests',
xlab='p-value McNemar', ylab='p-value conditional logistic regression')
exact2x2
উল্লেখ হতে পারে।