Rで記述: MHRD マンテルヘンツェル危険度差 生起因子で調整し・・
・ORと比べてRDはデータ欠損がなく、MHRDをRで記述して試す.
■ MHRD
t;因子番号7 が生起因子であると容易に分かったとして、引き続き、因子を調べるとき、 MHの方法で t の影響を抑えてみる.
■ 記述
・総当たり調整の想定をした.が、tの効果あるなしについて各因子調整する記述のみrunする*ようにした.
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y <-7 # 固定する *
allmhrd <-NULL
tfixmhrd<-NULL
for (x in 1:8) { # x 全因子を調整対象とし、、、、
# for (y in 1:8) { # y 7 ; t 因子固定* してt 有無についてtableを
a1 <- sum( dr[,1] *dr[x]*dr[y] ) # y t あり
b1 <- sum( dr[,1] *(1-dr[x]) *dr[y]) # xの2×2を 固定yの tで層化
c1 <- sum( (1-dr[,1]) *dr[x] *dr[y])
d1 <- sum( (1-dr[,1]) *(1-dr[x])*dr[y] )
a0<- sum( dr[,1] *dr[x]*(1-dr[y]) ) # y t なし
b0 <- sum( dr[,1] *(1-dr[x]) *(1-dr[y] ) )
c0 <- sum( (1-dr[,1]) *dr[x] *(1-dr[y]) )
d0 <- sum( (1-dr[,1]) *(1-dr[x])*(1-dr[y]) )
# 式 ; ありなしによる、 の mhrd;;
n1 <-a1+b1+c1+d1
n0 <-a0+b0+c0+d0
k11<-a1+c1
k10<- b1+d1
k01<-a0+c0
k00<- b0+d0
rd1 <- a1/k11-b1/k10
rd0 <-a0/k01 -b0/k00
wei0 <- k01*k00/(k01+k00)
wei1 <- k11*k10/(k11+k10)
mhrd<- (wei0*rd1+wei1*rd0)/(wei0+wei1)
mhrd
tfixmhrd<-c(tfixmhrd,mhrd)
# print( tfixmhrd )
}
# * }
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■ 粗危険度差cRDと tによるMHRD
・cRD
intetabは、因子を行とする度数abcdであった.
粗なRDは、
crd<- intetab[,1]/( intetab[,1 ] + intetab[,3 ])-intetab[,2 ]/(intetab[,2 ]+intetab[,4 ])
crd
でも得られる.
・MHRD fixmhrd
対比する.
"y" "wat" "tya" "mesi" "tori" "sake" "tam" "potesara"
粗 1.0000 -0.1286 -0.0262 0.1914 0.1726 0.0751 0.4648 0.2425
MH 1.0000 -0.1649 0.0492 0.0643 0.1375 0.0251 NaN 0.0628
w;水は取り上げた中で最低値を示していた.
plot(crd[2:8],tfixmhrd[2:8],xlim=c(-.2,0.5),ylim=c(-0.2,0.5))
text( x=crd+0.03 ,y=tfixmhrd, menu,cex=1 )
粗なRDによる、tで調整したMHRD
tyaが - から ⁺ に転じた.wは一貫して - .
wは、tで調整したとき、よりはっきり抑制性を示した.
tは粗 0.4648
これらの因子だけで説明すると仮定し、データの損失を防いだ換算としてRDを用いた場合、明瞭な影響を示す因子はw以外になかった.
■ 解析
「第3の」では、RDDなる値を計算し、wが浮かんだ.上の方法でも同様だった.
sを抑制因子として試行してきたが、wは第2の因子とすべきかもしれない.他の因子がなんらの効果があることは想定すべき.
粗なデータ、実発生数、RDDとともに第2の因子までを調べる手段ではある.
一層の総当たりMHORは試行済みだった.Rで一因子の一層MHRDが記述できた.
生起因子が浮かんだ
↓
その影響を考慮した、効果としてMHRDを全因子について調べた
↓
浮かんだ第二因子も入れて、次段階の解析をすべき
・RDは欠損がない、が層化を深めるとnが減る.
■ データ累積
abcdor として 2×2表にcrdを加えておく
crd__<-c(crd[1],"_",crd3[2],"_",crd3[3],"_",crd3[4],"_",crd3[5],"_",crd3[6],"_",crd3[7],"_",crd3[8],"_")
rbind(abcdcor,crd__ )