検定 | 自由度 | カイ二乗 | p値 |
---|---|---|---|
尤度比 | 4 | 29.39 | 0.000 |
ワルド(Wald) | 4 | 32.47 | 0.000 |
スコア | 4 | 35.22 | 0.000 |
これらの結果では、3 つのテストの p 値はすべて 0.05 未満であるため、モデルがデータに適合すると結論付けることができます。
ワルド検定 | |||
---|---|---|---|
要因 | 自由度 | カイ二乗 | p値 |
リスクカテゴリ | 2 | 9.77 | 0.008 |
通常の血小板 | 1 | 9.13 | 0.003 |
病気の段階 | 1 | 6.41 | 0.011 |
これらの結果では、リスクカテゴリ のp値は0.05のαレベルで有意です。したがって、患者が リスクカテゴリ 病気にかかっているかどうかに統計的に有意な影響を及ぼすと結論付けることができる。あなたはについて同じ結論を出 通常の血小板 すことができます 病気の段階。
カテゴリ予測変数の相対リスク表では、カテゴリ変数の2つのレベルがレベルAとレベルBにラベル付けされます。相対リスクは、レベル B に対するレベル A のイベント発生率を表します。例えば、以下の結果では、forを有する患者に対して事象を経験 ハイリスク病気の段階 するリスクは、の患者よりも2倍高い 病気の段階ノーマル。
この場合、2サンプルの比率検定を使用して、この差が統計的に有意であるかどうかを判断できます。通常、信頼区間に 1 が含まれている場合、相対的リスクが統計的に有意であると結論付けることはできません。
水準A | 水準B | 相対的リスク | 95%信頼区間 |
---|---|---|---|
リスクカテゴリ | |||
2 | 1 | 0.4524 | (0.2409, 0.8495) |
3 | 1 | 0.9673 | (0.5116, 1.8290) |
3 | 2 | 2.1383 | (1.2487, 3.6616) |
通常の血小板 | |||
はい | いいえ | 0.3666 | (0.1912, 0.7029) |
病気の段階 | |||
ノーマル | ハイリスク | 0.4986 | (0.2909, 0.8547) |
検定を使用して、モデルが比例ハザードの仮定を満たしているかどうかを判断します。帰無仮説は、モデルがすべての予測変数の仮定を満たしていることです。通常、0.05の有意水準(αまたはアルファとも呼ばれる)が有効に機能します。0.05の有意水準は、実際にはモデルによって応答の変動は説明できないにも関わらず、説明できると結論付ける可能性が5%であることを示しています。
p値が有意水準以下の場合、データは分布に従わないと結論付けることができます。p値が有意水準より大きい場合、そのモデルにより応答での変動が説明されると結論することはできません。
異なる地層に対する比例ハザードの仮定をモデルが満たしているかどうかを判断するには、アンダーセンプロットを使用します。1 つ以上の階層化変数の値のそれぞれの組み合わせによって、階層が定義されます。プロットには、各階層の曲線が含まれています。モデルが仮定を満たしている場合、曲線は X = 0 および Y = 0 の点を通る直線になります。地層のベースラインハザードレートがX軸上の地層のベースラインハザードレートと同じ場合、曲線はプロット上の45度基準線に従います。
モデルが仮定を満たしていない場合は、モデルが比例ハザードの仮定を満たしていない階層変数でデータを分割するかどうかを検討します。次に、データの各サブセットに対して個別の分析を実行します。個別の分析は、各サブセットの予測変数に異なる効果をもたらします。
項 | 自由度 | 相関 | カイ二乗 | p値 |
---|---|---|---|---|
リスクカテゴリ | ||||
2 | 1 | 0.0757 | 0.54 | 0.464 |
3 | 1 | -0.1160 | 1.08 | 0.300 |
通常の血小板 | ||||
はい | 1 | 0.0296 | 0.09 | 0.769 |
病気の段階 | ||||
ノーマル | 1 | -0.1205 | 1.30 | 0.255 |
全体 | 4 | — | 5.42 | 0.247 |
これらの結果では、比例ハザードの検定のp値はすべて0.05より大きいので、モデルが比例ハザードの仮定を満たしていないと結論付けることはできません。