(PDF) Segmentat: un pachet R pentru a se potrivi modelelor de regresie cu relatii intrerupte

Cifre – incarcate de Vito Muggeo

Continutul autorului

Tot continutul figurilor din aceasta zona a fost incarcat de Vito Muggeo

Continutul poate fi supus dreptului de autor.

Descoperiti cercetarile lumii

  • 20+ milioane de membri
  • 135+ milioane de publicatii
  • 700k + proiecte de cercetare

Inscrie-te gratis

Vol. 8/1, mai 2008 20

segmentat: un pachet R potrivit

Modele de regresie cu linie intrerupta

Relatii

de Vito MR Muggeo

Introducere

Modelele segmentate sau cu linii intrerupte sunt regresie

modele in care relatiile dintre re-

sponse si una sau mai multe variabile explicative sunt

liniar in bucati, si anume reprezentat de doi sau mai multi

linii drepte conectate la valori necunoscute: acestea

valorile sunt de obicei denumite puncte de intrerupere,

puncte sau chiar puncte de asociere. In continuare vom folosi astfel

cuvinte indistinct.

Relatiile cu linii intrerupte sunt frecvente in

multe domenii, inclusiv epidemiologie, profesionala

medicina, toxicologie si ecologie, unde uneori

este interesant sa se evalueze valoarea pragului in cazul in care

efectul modificarilor covariate (Ulm, 1991; Betts si colab.,

2007).

Formularea modelului, estimare

si testarea

O relatie segmentata intre media re-

sponse µ = E [Y] si variabila Z, pentru observare

i = 1, 2,. . . , nis modelat prin adaugarea in liniar

predictor urmatorii termeni

β1zi + β2 (zi − ψ) + (1)

unde (zi − ψ) + = (zi − ψ) × I (zi> ψ) si I (·) este

functia indicator egala cu una cand starea-

mentul este adevarat. Conform unei astfel de parametrizari,

β1 este panta stanga, β2este diferenta de pante si

Acesta este punctul de intrerupere. In aceasta lucrare, in mod tacit

sa presupunem un GLM cu o functie de legatura cunoscuta si

covariabile suplimentare, xi, cu parametri liniari

δ, si anume link (µi) = x ′

iδ + β1zi + β2 (zi − ψ) +; Cum-

, deoarece metodele discutate depind doar de

(1), lasam din prezentarea noastra raspunsul,

functia de legatura si posibilele covariabile liniare.

Punctele de intrerupere si pante ale unor astfel de relatii segmentate

de obicei sunt de interes principal, desi

pot exista ramete relevante pentru covariate suplimentare

de o oarecare ingrijorare. Dificultati in estimare si testare

problemele sunt bine cunoscute in astfel de modele, a se vedea pentru

exemplu Hinkley (1971). O aplicatie simpla si comuna

Proach pentru a estima modelul este prin tip de cautare grila

algoritmi: practic, avand in vedere o grila de candidati posibili

valorile datei de {ψk} k = 1, …, K, se potriveste modelelor liniare

si cauta valoarea corespunzatoare modelului

cu cel mai bun fit. Exista cel putin doua dezavantaje

in utilizarea acestei proceduri: (i) estimarea ar putea fi destul

greoaie cu mai multe puncte de intrerupere si / sau

cu seturi de date mari si (ii) in functie de dimensiunea esantionului

si configurarea datelor, estimand modelul cu

punctul de schimb fix poate duce la eroarea standard a

alti parametri sa fie prea restransi, din moment ce incertitudinea

in punctul de intrerupere nu este luat in considerare.

Pachetul segmentat ofera facilitati de estimare

imperecheaza si rezuma modele liniare generalizate cu

relatii segmentate; practic, nicio limita pentru

numarul de variabile segmentate si numarul

punctul de schimbare exista. segmentat foloseste o metoda care

permite modelatorului sa estimeze simultan toate

parametrii modelului producand, de asemenea, la posibilele

vergence, matricea de covarianta completa aproximativa.

Estimare

Muggeo (2003) arata ca termenul neliniar (1) are

o reprezentare liniara intrinseca aproximativa care,

intr-o oarecare masura, ne permite sa traducem problema

in cadrul liniar standard: dat o initiala

ghici pentru punctul de intrerupere, ˜

Spune, incercari segmentate

pentru a estima modelul (1) ajustand iterativ liniarul

model cu predictor liniar

β1zi + β2 (zi − ˜

ψ) ++ γI (zi> ˜

ψ) – (2)

unde I (·) – = – I (·) si γ este parametrul care

poate fi inteleasa ca o re-parametrizare a lui ψsi

prin urmare, conteaza estimarea punctului de intrerupere. La

in fiecare iteratie, se adapteaza un model liniar standard si

valoarea punctului de intrerupere este actualizata prin ˆ

ψ = ˜

ψ + ˆγ / ˆ

β2;

Retineti ca

γ masoara decalajul, la estimarea curenta

din ψ, intre cele doua linii drepte care vin

din modelul (2). Cand algoritmul converge,

„decalaj” ar trebui sa fie mic, adica ˆ

γ≈0 si standardul

eroare de ˆ

ψpoate fi obtinut prin metoda Delta pentru

raportul ˆ

γ

ˆ

β2 care se reduce la SE (ˆ

γ) / | ˆ

β2 | daca ˆ

γ = 0.

Ideea poate fi utilizata pentru a adapta mai multe segmentate

relatii, numai prin includerea in predictia liniara

pentru variabilele construite adecvate pentru

puncte de intrerupere conditionale care trebuie estimate: la fiecare etapa,

estimarea punctului de intrerupere este actualizata prin intermediul

coeficienti de „decalaj” si „diferenta de panta”. dame de companie medgidia Datorita

la facilitatea sa de calcul, algoritmul este capabil sa

efectuati o estimare multipla a punctului de intrerupere intr-un mod foarte

mod eficient.

R Stiri ISSN 1609-3631

Vol. 8/1, mai 2008 21

Testarea unui punct de intrerupere

Daca punctul de intrerupere nu exista, diferenta in

parametrul pante trebuie sa fie zero, apoi un test natural

pentru existenta lui ψis

H0: β2 (ψ) = 0. (3)

Retineti ca aici scriem β2 (ψ) pentru a sublinia ca pa-

rameterul de interes, β2, depinde de o neplacere

rameter, ψ, care dispare sub H0. Conditii

pentru validitatea testelor statistice standard (Wald, pentru

pozitie) nu sunt satisfacute. Mai specific, p-

valoarea returnata de testele clasice este subestimata

timed, cu niveluri empirice de la trei la cinci

de ori mai mare decat nivelurile nominale. segmentat em-

testeaza Davies (1987) pentru efectuarea ipotezelor

esis (3). Functioneaza dupa cum urmeaza: dat K fi x ordonat

valorile punctelor de intrerupere ψ1 <ψ2 <. . . <ψKin

intervalul Z si valorile K relevante ale statisticii testului

{S (ψk)} k = 1, …, avand o distributie normala standard

pentru fik fix, Davies ofera o limita superioara

dat de

valoarea p ≈Φ (−M) + Vexp {−M2 / 2} (8π) −1/2 (4)

unde M = max {S (ψk)} kis maximul

Statisticile Ktest, Φ (·) este distributia normala standard

functia bution si V = ∑k (| S (ψk) −S (ψk − 1) |) este

variatia totala a lui {S (ψk)} k. Formula (4) este un

limita superioara, prin urmare valoarea p raportata este

ceea ce a fost supraestimat si testul este usor conservator

tive. Davies nu ofera indrumari pentru

numarul si locatia valorilor fixe {ψk} k,

cu toate acestea, o strategie rezonabila este de a utiliza cantitatea

placi de distributie a Z; unele simulare ex-

Perimentele au aratat ca 5 ≤K≤10 de obicei

sufici. Formula (4) se refera la ipoteza unilaterala

test, alternativa fiind H1: β2 (ψ)> 0. P-

valoarea pentru „mai mica” alternativa este obtinuta de noi-

ing M = min {S (ψk)} k, in timp ce pentru cazul cu doua fete

sa M = max {| S (ψk) |} kand sa dubleze (4) (Davies,

1987).

Testul Davies este adecvat pentru testarea unui

punct de intrerupere, dar nu pare util pentru selectare-

numarul numarului de puncte de asociere. In urma rezultatelor

de Tiwari si colab. (2005), va sugeram sa folositi BIC pentru

acest scop.

Exemple

Puncte negre din Figura 1 trasate pe scara logit,

arata procentele de copii cu Down Syn-

drome (DS) la nasteri pentru mame cu varsta diferita

grupuri (Davison si Hinkley, 1997, p.371). E bine-

stiut ca riscul de DS creste odata cu al mamei

varsta, dar este important sa se evalueze unde si cum

un risc se modifica in raport cu varsta mamei. Pre-

sumabil, trebuie sa raspunda la cel putin trei intrebari:

(i) varsta mamei creste riscul de DS ?;

(ii) riscul este constant pe intreaga gama de varsta?

si (iii) daca riscul este dependent de varsta, face un prag

valoare exista?

Intr-un context mai larg, problema consta in estimarea

modelul liniei intrerupte si pentru a furniza estimari punctuale

si masuri relevante de incertitudine pentru tot modelul

parametrii. curve trailer Pasii care trebuie urmati sunt drepti

inainte cu segmentat. In primul rand, un GLM standard este

estimata si se adauga o relatie de linie intrerupta

ulterioare, prin re-confirmarea modelului general. Codul devine

low foloseste dataframe livrat impreuna cu pachetul-

varsta.

> biblioteca („segmentata”)

> date (“jos”)

> fit.glm <-glm (cazuri / nasteri ~ varsta, greutate =

+ nasteri, familie = binom, date = jos)

> fit.seg <-segmented (fit.glm, seg.Z = ~ age,

+ psi = 25)

segmentat ia obiectul original (G) LM (fit.glm)

si gaseste un nou model, tinand cont de

relatie liniara inteleapta. Argumentul seg.Z este un

formula (fara raspuns) care specifica varietatea

capabil, probabil mai mult de unul, ar trebui sa aiba un

relatie fragmentara, in timp ce se afla in argumentul psi

presupunerea initiala pentru punctul de intrerupere trebuie furnizata.

●●

●●

●●

●●

●●

20 25 30 35 40 45

−7 −6 −5 −4

Mother Age

logit (cazuri / nasteri)

Figura 1: Grafic de imprastiere (pe scara logit) a proportiei

a copiilor cu DS in raport cu varsta mamei

din modelele fit.seg si fit.seg1.

Modelul estimat poate fi vizualizat de

metodele relevante print (), rezumat () si

print.summary () al clasei segmentate. Suma-

Maria prezentata in figura 2 este foarte asemanatoare cu una

de sumar.glm (). Informatii suplimentare tiparite

includ punctul de intrerupere estimat si relevanta

vant (aproximativ) eroare standard (calculata prin

SE (ˆ

ψ) = SE (ˆγ) / | ˆ

β2 |), valoarea pentru variatia „gap”

care ar trebui sa fie „mic” (| t | <2, sa zicem) cand

converge algoritmul si numarul de iteratii

angajat pentru a adapta modelul. Variabila etichetata cu

U1.age reprezinta parametrul „diferenta de inclinatie”

R Stiri ISSN 1609-3631

Vol. 8/1, mai 2008 22

> rezumat (fit.seg)

*** Model de regresie cu relatii segmentate ***

Apel: segmentat.glm (obj = fit.glm, seg. escorte mures forum Z = ~ age, psi = 25)

Puncte de intrerupere estimate:

Est. St.Err

31.0800 0.7242

valoarea t pentru variabila (variabile) V: 7.367959e-13

Coeficienti semnificativi ai termenilor liniari:

Estimare std. Eroare valoare z Pr (> | z |)

(Interceptare) -6.78243778 0.43140674 -15.7216777 1.074406e-55

varsta -0,01341037 0,01794710 -0,7472162 4,549330e-01

U1. varsta 0.27422124 0.02323945 11.7998172 NA

(Parametrul de dispersie pentru familia binomiala este 1)

Devianta nula: 625.210 pe 29 de grade de libertate

Devianta reziduala: 43.939 pe 26 de grade de libertate

AIC: 190,82

Convergenta a fost atinsa in 5 iteratii cu o modificare relativa 1.455411e-14

Figura 2: Rezultatul sumarului. Segmentat ()

a varstei variabile ‘(ecuatia β2in (1)) si es-

Timpul parametrului gap γ este omis, deoarece este

doar un truc de estimat ψ. Retineti, totusi, ca

gradele de libertate model sunt calculate corect

si afisat.

De asemenea, observati ca valoarea p relevanta pentru U1.age este

nu este raportat, iar NA este tiparit. Motivul este ca,

dupa cum sa discutat anterior, asimptoticele standard nu

aplica. Pentru a testa o diferenta semnificativa-

in panta, se poate utiliza testul lui Davies. Utilizarea

davies. matrimoniale dex test () este simplu si necesita

specificati modelul de regresie (lm sau glm), „seg-

mentionata „variabila a carei relatie de linie intrerupta

este testat si numarul evaluarii

puncte,

> davies.test (fit.glm, “varsta”, k = 5)

Testul lui Davies pentru schimbarea pantei

date: Model = binom, link = logit

formula = cazuri / nasteri ~ varsta

variabila segmentata = varsta

„Cel mai bun” la = 32, puncte n = 5, valoare p <2,2e-16

ipoteza alternativa: two.sided

In prezent, davies.test () foloseste doar Wald

statistic, adica S (ψk) = ˆ

β2 / SE (ˆ

β2) pentru fiecare ψk fix,

desi ar putea fi utilizate statistici alternative.

Daca punctul de intrerupere exista, distributia limitativa

tiunea ˆ

β2 este gaussian, prin urmare estimeaza (si

erori standard) ale versantilor pot fi usor com-

introdus prin functia panta () al carei argument

conf.level specifica nivelul de incredere (implicit

conf.level = 0,95),

> panta (fit.seg)

$ varsta

Est. St.Err. valoarea t (95%). l CI (95%). u

panta1 -0,01341 0,01795 -0,7472 -0,04859 0,02177

panta2 0.26080 0.01476 17.6700 0.23190 0.28970

Davison si Hinkley (1997) discuta ca ar putea

fi de un anumit interes pentru a testa o panta stanga nula si la

in acest scop se utilizeaza regresia izotonica. Pe de alta parte

de mana, parametrizarea in bucati permite infruntarea

aceasta intrebare intr-un mod direct, deoarece doar a

test pentru H0: s-a efectuat β1 = 0; de exemplu, a

Testul Wald este disponibil direct din rezumat (a se vedea

Figura 2, t = -0,747). Sub o panta nul-stanga

, un model segmentat poate fi adaptat prin omiterea

selectand din modelul „initial” variabila segmentata,

si anume

> fit.glm <-update (fit.glm ,. ~.-age)

> fit. curve mamaia seg1 <-update (fit.seg)

In timp ce deficitul este substantial neschimbat,

proxima) eroarea standard a punctului de intrerupere este notificare-

abil redus (comparati rezultatul din Figura 2)

> fit.seg1 $ psi

Estimarea initiala St.Err

psi1.age 25 31.45333 0.5536572

In schimb, dupa cum sa observat in primul rand in Hinkley (1971) si

aratat de unele simulari, estimarea punctului de intrerupere

torul care provine dintr-un model de panta stanga nul este mai eficient

cient comparativ cu cel care vine de la un nul

R Stiri ISSN 1609-3631

Vol. 8/1, mai 2008 23

inclinare stanga. Valori potrivite pentru ambele moduri segmentate

ele sunt afisate in Figura 1 in cazul in care linii intrerupte si

au fost adaugate bare pentru estimarile punctului de intrerupere

prin intermediul metodelor relevante plot () si lines () de-

la sfarsitul acestei sectiuni.

Continuam ilustrarea segmentului

pachet ruland un alt exemplu folosind

setul de date de plante din pachet. Acest exemplu poate

fi instructiv pentru a descrie cum se potriveste mai multe segmente

relatii mentionate cu o constrangere zero

panta potrivita. Datele se refera la variabile, y, timp si

grup care reprezinta masuratori ale unei plante sau-

castiga in timp pentru trei atribute (niveluri ale factorului

grup). Datele au fost furnizate cu amabilitate de Dr.

Zongjian Yang la Scoala de Stiinte Terestre, Culturale si Alimentare

universitati din Queensland, Brisbane, Australia

tralia. Rationament biologic si dovezi empirice

dupa cum se subliniaza in Figura 3, indicati faptul ca nu sunt paralele

relatii segmentate cu multiple puncte de intrerupere

poate permite o fixare intemeiata si rezonabila. Mul-

punctele de intrerupere tiple sunt usor contabilizate in ecuatie

(1) prin includerea termenilor suplimentari β3 (zi − ψ2) ++. . .

segmentat permite o astfel de extensie intr-un mod direct

modul prin care furnizeaza mai multe puncte de plecare

in argumentul psi.

Pentru a adapta un astfel de model de linie intrerupta in

mentionate, mai intai trebuie sa construim cele trei ex-

variabile planatorii, produse ale timpului covariabil

de manechinele grupului 1,

> date (“planta”)

> atasati (planta)

> X <-model.matrix (~ 0 + grup) * timp

> time.KV <-X [, 1]

> time.KW <-X [, 2]

> time.WC <-X [, 3]

Apoi apelam segmentat pe o limita, specificand

multiple variabile segmentate in seg.Z si folosind a

lista pentru a furniza valorile de pornire pentru punctele de intrerupere

in psi. publitim tm matrimoniale Presupunem doua puncte de intrerupere in fiecare serie,

> olm <-lm (y ~ 0 + grup + timp.KV + timp.KW + timp.WC)

> os <-segmented (olm, seg.Z = ~ time.KV + time.KW

+ + time.WC, psi = list (time.KV = c (300.450),

+ timp.KW = c (450.600), timp.WC = c (300.450)))

Mesaj de avertizare:

numarul maxim de iteratii atins

Unele puncte merita probabil mentionate aici.

In primul rand, modelul liniar initial olm ar putea fi adaptat

prin apelul mai intuitiv lm (y ~ group * time): chiar

daca segmentat () ar fi functionat furnizand

aceleasi rezultate, ar avea o posibila utilizare a pantei ()

nu a fost permis. In al doilea rand, deoarece exista mai multe

variabile segmentate, valorile initiale – obtinute

prin inspectie vizuala a graficelor dispersate – trebuie sa

aplicate printr-o lista numita ale carei nume trebuie sa se potriveasca

cu variabilele din seg.Z. Nu in ultimul rand,

mesajul tiparit sugereaza sa refaceti modelul deoarece

se suspecteaza convergenta. Prin urmare, ar putea fi de ajutor

pentru a urmari algoritmul si / sau pentru a creste

numarul maxim de iteratii,

> os <-update (os, control = seg.control (it.max = 30,

+ afisare = ADEVARAT))

0 1.433 (Fara punct (e) de intrerupere)

1 0,108

2 0,109

3 0,108

4 0,109

5 0,108

. . . . curve din fetesti

29 0,108

30 0,109

Mesaj de avertizare:

numarul maxim de iteratii atins

Functia obiectiv optimizata (suma reziduala

de patrate in acest caz) alterneaza intre doua valori

ues si „nu converge”, in care diferentele niciodata

atingeti valoarea de toleranta (implicita) de 0,0001;

functia draw.history () poate fi utilizata pentru a vizualiza

valorile punctelor de intrerupere de-a lungul iteratiilor.

Mai mult, cresterea numarului de iteratii maxime

, de obicei nu modifica rezultatul. Asta nu este

neaparat o problema. S-ar putea schimba toleranta

prin setarea taxei = 0,001, sa zicem sau mai bine, opriti

goritm la iteratia cu cea mai buna valoare. De asemenea, unul

ar putea stabiliza algoritmul prin micsorarea cresterii

actualizari ale punctelor de intrerupere printr-un factor h <1,

Spune; acest lucru se realizeaza prin argumentul hin auxiliar

functia iara seg.control (),

> os <-update (os, control = seg.control (h = .3))

Cu toate acestea, atunci cand convergenta nu este simpla

, modelul potrivit trebuie inspectat cu

ingrijire speciala: daca se intelege ca exista un punct de intrerupere,

estimarea diferentei de panta corespunzatoare (si

valoarea sa) trebuie sa fie mare si, in plus, „decalajul”

coeficientul (si valoarea sa) trebuie sa fie mic (vezi

rezumat (..) $ decalaj). Daca la punctul de intrerupere estimat

coeficientul variabilei gap este mare (mai mare decat

doua, sa zicem) o parametrizare pe linie intrerupta este

ce discutabil. In cele din urma, un test pentru existenta

a punctului de intrerupere si / sau compararea valorilor BIC

ar fi de mare ajutor in aceste circumstante.

Diamantele verzi din figura 3 si iesirea din

panta () (neprezentata) arata ca ultima panta pentru

grupul „KW” poate fi setat la zero. In timp ce o panta stanga

este permisa numai prin tifting (z − ψ) + (adica prin omiterea

variabila principala zin modelul liniar initial ca in

exemplul anterior), in mod similar, o panta dreapta nula

ar putea fi permis prin includerea numai (z − ψ) -. seg-

mentionat nu trateaza in mod explicit acesti termeni, cum

observand vreodata ca (z − ψ) – = – (- z + ψ) +, putem

procedati dupa cum urmeaza

1 Desigur, este necesara o parametrizare a punctului de colt (adica contrastele „tratamentului”) pentru a defini manechinele relevante pentru grupare

variabil; aceasta este valoarea implicita in R.

R Stiri ISSN 1609-3631

Vol. 8/1, mai 2008 24

> neg.time.KW <- -time.KW

> olm1 <-lm (y ~ 0 + grup + timp.KV + timp.WC)

> os1 <-segmented (olm1, seg.Z = ~ time.KV + time. luxury escorte WC +

+ neg.time.KW, psi = list (time.KV = c (300.450),

+ neg.time.KW = c (-600, -450), time.WC = c (300.450)))

„Minusul” variabilei explicative in grup

„KW” necesita presupunerea de pornire corespunzatoare

trebuie sa fie furnizat cu semn inversat si, ca

secventa, semnele estimarilor pentru corespondenta

grupul va fi inversat. Metoda segmentata

pentru confint () poate fi folosit pentru a afisa (probe mari

ple) estimari de intervale pentru punctele de intrerupere; con fi

intervalele de secventa se calculeaza folosind ˆ

ψ∓zα / 2SE (ˆ

ψ)

unde SE (ˆ

ψ) provine din metoda Delta pentru

raport ˆ

γ

ˆ

β2 si zα / 2 este cuantila standardului Nor-

mal. Argumentele optionale sunt parm pentru a specifica

variabila de interes segmentata (implicit pentru toate variantele

capabile) si rev.sgn pentru a schimba semnul de iesire

imprimare inainte (acest lucru este util atunci cand semnul

variabila mentionata a fost modificata pentru a constrange

ultima panta ca in exemplul la indemana).

> confint (os1, rev.sgn = c (FALS, FALSE, TRUE))

$ time.KV

Est. CI (95%). L CI (95%). U

psi1.time.KV 299,9 256,9 342,8

psi2.time.KV 441.9 402.0 481.8

$ time. publicat 24 matrimoniale bucuresti WC

Est. CI (95%). L CI (95%). U

psi1.time.WC 306.0 284.2 327.8

psi2.time.WC 460.1 385.5 534.7

$ neg.time.KW

Est. CI (95%). L CI (95%). U

psi1.neg.time.KW 445,4 398,5 492,3

psi2.neg.time.KW 609,9 549,7 670,0

Estimarile pantei pot fi obtinute folosind

panta(); din nou, parm si rev. matrimoniale ploiesti 2018 sgn pot fi specificate

la cerere,

> panta (os1, parm = “neg.time.KW”, rev.sgn = TRUE)

$ neg.time.KW

Est. St.Err. valoarea t (95%). l CI (95%). u

panta1 0,0022640 8,515e-05 26,580 0,0020970 0,002431

panta2 0.0008398 2.871e-04 2.925 0.0002771 0.001403

panta3 0.0000000 NA NA NA NA NA

Observati ca, avand in vedere panta dreapta constransa,

erorile standard, valorile t si limitele de incredere sunt

necalculat.

Figura 3 subliniaza marimea constransa pe care o are

a fost adaugat la dispozitivul curent prin intermediul respectivului

metoda plot (). Mai specific, plot () permite acest lucru

desenati pe dispozitivul curent sau nou (in functie de

valoarea logica ADEVARAT / FALS a adaugarii) piesa ajustata-

relatie inteleapta pentru termenul variabil. Pentru a obtine sensi-

grafice ble cu valori ajustate pentru a fi suprapuse la

punctele observate, argumentele const si rev.sgn

trebuie setate cu atentie. Rolul rev.sgn este intuit

este discutat mai sus, in timp ce const

constata o constanta care trebuie adaugata valorilor ajustate

complotarea anterioara,

> plot (os1, term = “neg.time.KW”, add = TRUE, col = 3,

+ const = coef (os1) [“groupRKW”], rev. dame de companie bragadiru sgn = TRUE)

const implicit la interceptarea modelului si pentru re-

natiunile pe grup este interceptarea specifica grupului

adecvat, ca in exemplul grupului „KW” de mai sus.

Cu toate acestea, atunci cand a fost luata in considerare o variabila „minus”

modelata, algebra simpla pe ecuatia de regresie arata

ca se da constanta corecta pentru celelalte grupuri

prin estimarea actuala minus o combinatie liniara

a parametrilor diferentei de panta si a

puncte. Pentru grupul „KV” adaugam liniile potrivite

dupa calculul constantei „ajustate”,

> const.KV <-coef (os1) [“groupRKV”] –

+ coef (os1) [“U1.neg.time.KW”] *

+ os1 $ psi [“psi1.



  • escorte din valcea
  • matrimoniale is
  • dame de companie turnu magurele
  • dame de companie calafat
  • escorte baile herculane
  • matrimoniale sectorul 2
  • escorte urziceni
  • curve din cluj napoca
  • dame de companie in bistrita
  • matrimoniale fete singure
  • escorte stapane
  • dame de companie din neamt
  • dame de companie din vaslui
  • dame de companie campia turzii
  • matrimoniale lupeni
  • dame de companie la domiciliu cluj
  • escorte muncii
  • escorte brasoc
  • intalniri curve
  • escorte dolj





neg.time.KW”, “Est.”] –

+ coef (os1) [“U2.neg.time.KW”] *

+ os1 $ psi [“psi2.neg.time.KW”, “Est.”]

> complot (os1, “time.KV”, add = TRUE, col = 2, const = const.KV)

si in mod similar pentru grupul „WC”.

In cele din urma punctele de imbinare estimate cu relevante

la dispozitivul curent se adauga intervale de confidenta

prin metoda lines.segmented (),

> linii (os1, termen = “neg.time.KW”, col = 3, rev.sgn = TRUE)

> linii (os1, termen = “time. matrimoniale cluj publi24 KV”, col = 2, k = 20)

> linii (os1, termen = “time.WC”, col = 4, k = 10)

unde termen selecteaza variabila segmentata, rev.sgn

spune daca semnul valorilor punctului de intrerupere (punct

limite de confidentialitate) trebuie sa fie inversate, k

regleaza pozitia verticala a barelor si

argumentele ramase se refera la optiunile desenate

segmente.

200 300 400 500 600 700

0,2 0,4 0,6 0,8 1,0

timp

y

Figura 3: Setul de date al plantei: date si fixare constransa

(model os1).

Concluzii

Am ilustrat ideile-cheie ale regreselor de linie intrerupta

si cum poate fi adaptata o astfel de clasa de modele

R Stiri ISSN 1609-3631

Vol. 8/1, mai 2008 25

in R prin pachetul segmentat. Desi

ar putea fi intreprinse abordari ternative pentru modelare

relatii neliniare, de exemplu prin spline,

atractivitatea principala a modelelor segmentate consta in inter-

pretabilitatea parametrilor. Uneori cate o bucata

parametrizarea poate oferi o durata de

imitatia formei relatiei de baza,

iar pragul si pantele pot fi foarte informative

si semnificativ.

Cu toate acestea, este bine cunoscut faptul ca probabilitatea in

modelele segmentate s-ar putea sa nu fie concava, deci acolo

nu este o garantie ca algoritmul gaseste valoarea maxima globala

imum; in plus, ar trebui sa se recunoasca faptul ca

metoda functioneaza prin aproximarea modelului „adevarat” (1)

de (2), ceea ce ar putea face estimarea problematica.

O strategie posibila si utila – destul de comuna in

camp de optimizare neliniara – este de a rula algoritmul

incepand cu diferite presupuneri initiale pentru pauza

punct pentru a evalua diferentele posibile. Aceasta este

destul de practicabil datorita eficientei de calcul a

algoritmul. Cu toate acestea, cu atat este mai clar

relatie, cu atat valorile initiale sunt mai putin importante

deveni.

Pachetul nu se refera la estimarea

numarul punctelor de intrerupere. Desi BIC

a fost sugerat, in general, aspecte nestatistice

legat de intelegerea mecanismului de

fenomenul in studiu ar putea ajuta la discriminare

printre mai multe modele concurente cu un altul

numarul de puncte de asociere.

In prezent, numai metodele pentru LM si GLM

proiectele sunt implementate; totusi, datorita usurintei

algoritmul care depinde doar de pre-

dictor, metode pentru alte modele (regresia Cox,

spune) ar putea fi scris direct urmand

scheletul segmentat.lm sau segmentat.glm.

In cele din urma, de dragul novicilor in

timp, probabil merita mentionata diferenta

existenta cu celalalt pachet R care se ocupa

puncte de intrerupere. Pachetul de schimbare de catre Zeileis

si colab. (2002) este in mod substantial preocupat de

modele sion avand un set diferit de parametri pentru

fiecare „interval” al variabilei segmentate, de obicei

timpul; strucchange efectueaza estimarea punctului de intrerupere

prin intermediul unui algoritm dinamic de cautare

minime pentru testarea instabilitatii parametrilor. Astfel de

modele de pauze naturale ‘, utilizate in principal in economie

si econometrie, sunt oarecum diferite de

modelele de linie intrerupta discutate in aceasta lucrare, din moment ce

nu au nevoie ca liniile potrivite sa se uneasca la

puncte de intrerupere temporizate.

Multumiri

Aceasta lucrare a fost partial sustinuta de grantul „Fondi

di Ateneo (ex 60%) 2004 prot. ORPA044431: ‘Veri fi ca

di ipotesi in modelli complessi e non-standard ‘(‘ Hy-

testarea potezei in mod complex si non-standard

els ‘). Autorul ar dori sa multumeasca anonimilor

arbitru pentru sugestii utile care au imbunatatit

hartie si interfata pachetului in sine.

Bibliografie

M. curve p neamt Betts, G. Forbes si A. Diamond. Praguri in

aparitia pasarilor cantatoare in raport cu structurile peisagistice

tura. Conservation Biology, 21: 1046-1058, 2007.

RB Davies. Testarea ipotezei atunci cand este o pacoste

parametrul este prezent doar sub alternativa.

Biometrika, 74: 33–43, 1987.

A. Davison si D. Hinkley. Metode Bootstrap si

aplicarea lor. Cambridge University Press, 1997.

D. Hinkley. Inferinta in regresia in doua faze. Jour-

nationala a Asociatiei statistice americane, paginile 736–

743, 1971.

V. Muggeo. Estimarea modelelor de regresie cu

puncte de rupere cunoscute. Statistici in medicina, 22:

3055–3071, 2003.

R. Tiwari, KA Cronin, W. Davis, E. Feuer, B. escorte sex romania Yu si

S. Chib. Selectia modelului bayesian pentru punctul de imbinare

regresie cu aplicare la cancerul ajustat la varsta

tarife. Statistici aplicate, 54: 919-939, 2005.

K. Ulm. O metoda statistica de evaluare a

prag in studiile epidemiologice. Statistici in

Medicina, 10: 341-349, 1991.

A. Zeileis, F. Leisch, K. Hornik si C. Kleiber.

strucchange: Un pachet R pentru testarea structurilor

schimbarea turala in modelele de regresie liniara. Jurnalul

Software statistic, 7 (2): 1-38, 2002.

Vito MR Muggeo

Dipartimento Scienze Statistiche e Matematiche ‘Vianelli’

Universita di Palermo, Italia

[email protected]

R Stiri ISSN 1609-3631

… Hyndman si colab. (2015) au criticat aceasta metoda si au prezentat o abordare statistica alternativa care estimeaza faza de intarziere pe baza datelor anuale, mai degraba decat cumulative, utilizand un model de spline liniar generalizat in bucati, care incorporeaza o functie de legatura jurnal pentru efortul general de colectare. In ultima perioada, a fost dezvoltat un algoritm pentru determinarea simultana a acestor indici (numit regresie segmentata) si a castigat valabilitate in literatura stiintifica, in special in domeniul medical (de exemplu, Muggeo 2008; Kazemnejad si colab. 2014). Abordarea de regresie segmentata are o putere statistica mai mare decat metodele anterioare, deoarece permite pante diferite si punct (e) de inflexiune (cotitura) pentru valori specifice unui predictor continuu (de exemplu . curve penale ..

… Abordarea de regresie segmentata are o putere statistica mai mare decat metodele anterioare, deoarece permite diferite pante si punct (e) de inflexiune (cotitura) pentru valori specifice unui predictor continuu (de exemplu, timpul) sa fie generate simultan (vezi Muggeo 2008). …

… Williamson si Brown 1986), sau prin divizarea setului de date in subseturi, fiecare reflectand diferitele etape ale unei curbe sigmoidale si estimand indici in mod independent (Pysek si Prach 1993; Williamson si colab. 2005; Aikio si colab. 2010; Larkin 2012). In ultima perioada, a fost dezvoltat un algoritm pentru determinarea simultana a acestor indici (denumit abordare de regresie segmentata) si a castigat valoare in literatura stiintifica si sunt adesea denumiti „puncte de rupere, puncte de schimbare, puncte de tranzitie, prag sau comutator puncte “analize (Muggeo 2008; Kazemnejad si colab. 2014). La fiecare etapa a procedurii, fiecare estimare a punctului de intrerupere este actualizata prin coeficientii relevanti de „decalaj” si „diferenta de inclinatie” utilizand procedura de permutare bazata pe testul raportului de probabilitate. …

Inregistrarile Herbarium furnizeaza informatii cuprinzatoare despre distributia plantelor, oferind oportunitati de a construi curbe de invazie ale speciilor introduse, de a estima ratele si modelele lor de expansiune in arii noi, precum si de a identifica timpii de intarziere si, prin urmare, „buruienile adormite”, daca exista. In special, timpii de intarziere au fost rareori determinati pentru multe specii introduse, inclusiv buruienile din statul Queensland, Australia, deoarece caracteristica este considerata a fi imprevizibila si nu poate fi examinata. Folosind inregistrari de ierbariu (1850-2010), am generat diversi indici de invazivitate si am dezvoltat invazie simpla si curbe de proportie standardizate ale schimbarilor de distributie in timp pentru ~ 100 specii de buruieni stabilite si emergente din Queensland. Au fost identificate patru perioade majore (decenii) de raspandire crescuta a buruienilor (varfuri): anii 1850, 1900-1920, 1950-1960 si 2000-2010, in special pentru ierburi si copaci / arbusti. curve facebook Multe buruieni cu varfuri in perioadele de raspandire au facut acest lucru doar 1-2 decenii, cu exceptia catorva specii cu frecvente mai mari de varf> 6; majoritatea acestor varfuri au aparut recent (1950-1990). O proportie semnificativa (~ 60%) din buruienile din Queensland prezinta o crestere neliniara a raspandirii in timp si, prin urmare, au faze de intarziere (medie: 45,9 ani; interval: 12–126 ani); din aceste specii cu faza de intarziere, 39% sunt buruieni „adormite” cu> 50 de ani de intarziere (in principal copaci / arbusti si ierburi). Au fost testate douasprezece trasaturi de invazivitate, inclusiv timpul de intarziere si factorii istorici / specifici speciei, din care frecventa valurilor de invazie, ratele de raspandire si timpul de sedere au fost principalii factori de distributie a buruienilor.

… Pentru a identifica schimbarile in structura comunitatii algale, am aplicat analiza punctelor de intrerupere in pachetul „segmentat” al software-ului R la pigment si la zooplancton si am folosit analiza variantei pentru a testa semnificatia punctelor de intrerupere (Muggeo, 2008; Echipa de dezvoltare R , 2015; Stevenson si colab., 2016). Diferentele dintre variabilele de mediu din pre-si post-decontare au fost evaluate folosind testul nonparametric Mann-Whitney U in SPSS (v16, IBM Corp, Portsmouth, Marea Britanie), deoarece avem o dimensiune mica a esantionului dupa decontare care nu prezinta o distributie normala. …

… Pentru a identifica schimbarile in structura comunitatii algale, am aplicat analiza punctelor de intrerupere in pachetul „segmentat” al software-ului R la pigment si la zooplancton si am folosit analiza variantei pentru a testa semnificatia punctelor de intrerupere (Muggeo, 2008; Echipa de dezvoltare R , 2015; Stevenson si colab., 2016). Diferentele dintre variabilele de mediu din pre-si post-decontare au fost evaluate folosind testul nonparametric Mann-Whitney U in SPSS (v16, IBM Corp, Portsmouth, Marea Britanie), deoarece avem o dimensiune mica a esantionului dupa decontare care nu prezinta o distributie normala. …

Modelarea, monitorizarea si datele experimentale au aratat ca schimbarile climatice globale pot avea un impact direct asupra comunitatilor de fitoplancton acvatic, prin efectele incalzirii asupra producatorilor primari, precum si indirect prin efecte in cascada de la niveluri trofice superioare. Desi ambele concepte sunt comune in studiile limnologice moderne, ramane neclar daca efectele „de sus in jos” de la niveluri trofice superioare asupra fitoplanctonului exercita efecte puternice in sistemele naturale pe perioade lungi (centenare). Aici, folosim date multiproxi, inclusiv pigmenti, ramasite de zooplancton, concentratii de nutrienti si indicatori de paleoclimat dintr-un miez de sedimente din Dagze Co, Tibet Central (un lac cu doua niveluri trofice) pentru a reconstitui productia de alge, comunitatea de zooplancton, modificarile nutrientilor si salinitatii. Rezultatele noastre arata ca efectele de sus in jos ale nivelurilor trofice mai mari compenseaza efectele de la incalzire si adaugarea de nutrienti asupra cresterii algelor. matrimoniale gorj tg jiu Incalzirea creste fluxul de apa topita glaciara catre lac, iar activitatile umane intensive au sporit aportul de nutrienti. Modificarile salinitatii lacului si ale raportului N: P au coincis cu schimbarile comunitatii zooplanctonice din ultimii 600 de ani, iar Daphnia tibetana a inlocuit crevetii saramura, Artemia tibetiana, dupa ce mutarea unui oras in amonte de lac in anii 1980 a condus la recoltarea excesiva a creveti in saramura. Aceste schimbari au contribuit puternic la schimbari in comunitatile de alge, cu modificari ale zooplanctonului ducand la efecte puternice de sus in jos, care au scazut productia de alge prin cresterea presiunii de pasunat, in ciuda cresterii concentratiilor de nutrienti.

… Aceste date au fost calculate utilizand regresii liniare in bucati si sunt reprezentate de punctele de intrerupere rezultate din aceste analize (Menzel si colab., 2015; Marien si colab., 2019; Xie si Wilson, 2020). Regresiile liniare in bucati au fost efectuate folosind pachetul R segmentat (Vito si Muggeo, 2008). Incertitudinea raportata reprezinta variabilitatea dintre arbori. …

Se asteapta ca secetele severe sa devina mai frecvente si mai persistente. Cu toate acestea, efectul lor asupra senescentei frunzelor de toamna, un proces cheie pentru arborii de foioase si functionarea ecosistemului, este in prezent neclar. Am emis ipoteza ca (I) seceta severa avanseaza aparitia senescentei frunzelor de toamna la arborii de foioase temperate si (II) speciile de arbori prezinta diferite dinamici ale senescentei frunzelor de toamna sub seceta. Am testat aceste ipoteze folosind un experiment manipulativ pe puieti de fag si 3 ani de monitorizare a copacilor maturi de fag, mesteacan si stejar din Belgia. Senescenta frunzelor de toamna a fost derivata din modelul sezonier al indicelui continutului de clorofila si pierderea verzii baldachinului utilizand modele de aditivi generalizati si regresii liniare in bucati. Seceta si stresul termic asociat si cresterea ariditatii atmosferice nu au afectat debutul senescentei frunzelor de toamna atat la puieti, cat si la copacii maturi, chiar daca puietii au prezentat o mortalitate ridicata, iar copacii maturi au pierdut in avans verdeata copertinei. Nu am observat diferente majore intre specii. Pentru a sintetiza, momentul senescentei frunzelor de toamna pare conservator de-a lungul anilor si speciilor si chiar independent de seceta, caldura si ariditate atmosferica crescuta. Prin urmare, pentru a studia senescenta de toamna si pentru a evita confuzia intre studii, dinamica sezoniera a clorofilei si pierderea verdeatei copertinei ar trebui luate in considerare separat. Pentru a sintetiza, momentul senescentei frunzelor de toamna pare conservator de-a lungul anilor si speciilor si chiar independent de seceta, caldura si ariditate atmosferica crescuta. Prin urmare, pentru a studia senescenta de toamna si pentru a evita confuzia intre studii, dinamica sezoniera a clorofilei si pierderea verdeatei copertinei ar trebui luate in considerare separat. escorte constanta ieftine Pentru a sintetiza, momentul senescentei frunzelor de toamna pare conservator de-a lungul anilor si speciilor si chiar independent de seceta, caldura si ariditate atmosferica crescuta. Prin urmare, pentru a studia senescenta de toamna si a evita confuzia intre studii, dinamica sezoniera a clorofilei si pierderea verzii copertine ar trebui luate in considerare separat.

… Mai multe tehnici supravegheate si nesupravegheate care pot fi utilizate pentru detectarea punctelor de schimbare in datele seriilor temporale au fost studiate de [23]. Detectarea punctelor de schimbare a fost utilizata in primul rand pentru modelarea si prezicerea seriilor temporale in mai multe domenii de aplicare, cum ar fi climatologia [24], aplicatiile bioinformatice [25], finantele [26], imagistica medicala [27], vorbirea [28] si analiza imaginii [ 29]. …

In urma declaratiei Organizatiei Mondiale a Sanatatii (OMS) din 11 martie 2020, ca focarul global COVID-19 a devenit o pandemie, Africa de Sud a implementat un blocaj complet de la 27 martie 2020 timp de 21 de zile. Blocarea completa a fost pusa in aplicare dupa publicarea gazetei Regulamentelor Nationale pentru Dezastre (NDR) la 18 martie 2020. Regulamentele includ blocaje, masuri de sanatate publica, restrictii de circulatie, masuri de distantare sociala si masuri sociale si economice. Am dezvoltat un model hibrid care consta dintr-un auto-codificator de memorie pe termen lung (LSTMAE) si algoritmul estimatorului cuantilului kernelului (KQE) pentru a detecta punctele de schimbare. Ulterior, am folosit modelele bayesiene ale seriilor de timp structural (BSTSM) pentru a estima efectul cauzal al masurilor de blocare. LSTMAE si KQE, am detectat cu succes punctul de schimbare care a rezultat din blocarea completa impusa la 27 martie 2020. In plus, am cuantificat efectul cauzal al masurii de blocare completa asupra mobilitatii populatiei in locuri rezidentiale, locuri de munca, statii de tranzit, parcuri, bacanie si farmacie si retail si recreere. In termeni relativi, mobilitatea populatiei la bacanie si farmacie a scazut semnificativ cu -17.137,04% (valoarea p = 0,001 <0,05). In termeni relativi, mobilitatea populatiei in statiile de tranzit, comertul cu amanuntul si recreerea, locurile de munca, parcurile si locurile rezidentiale a scazut semnificativ cu -998,59% (valoarea p = 0,001 <0,05), -1277,36% (valoarea p = 0,001 <0,05), −2175,86% (valoarea p = 0,001 <0,05), −370,00% (valoarea p = 0,001 <0,05) si −22,73% (valoarea p = 0,001 <0,05), respectiv. Prin urmare,

… Pierderea de masa, inregistrata de soldurile din timpul deshidratarii, este un surogat pentru modificarea globala a continutului de apa (WC, g) si a fost reprezentata grafic in raport cu axa-xilema continua (MPa, Figura 1H). DC arata doua regiuni interesante, separate prin doua puncte de intrerupere definite, calculate prin pachetul R segmentat (Muggeo, 2008). dame de companie in turnu severin Un prim si un al doilea punct de intrerupere indica inceputul si sfarsitul fazei I sau faza de contractie elastica. …

Selectia trasaturilor cu randament ridicat in plantele de cereale a dus la o crestere continua a productivitatii. Cu toate acestea, s-au facut mai putine eforturi pentru a selecta trasaturile adaptative, favorabile in medii adverse si dure. In conditiile actuale ale schimbarilor climatice si cunoasterea faptului ca cerealele sunt alimente de baza pentru oamenii din intreaga lume, este foarte important sa ne concentram asupra selectiei trasaturilor legate de toleranta la seceta si sa evaluam noi instrumente pentru o selectie eficienta. Aici, exploram posibilitatea de a folosi vulnerabilitatea la embolia xilemica indusa de seceta a soiurilor de grau Excalibur si Hartog (Triticum aestivum L.), a cultivarului de secara Duiker Max (Secale cereale L.) si a cultivarelor triticale Dublet si US2014 (x Triticosecale Wittmack) ca proxy pentru toleranta lor la seceta. Mai multe tehnici au fost combinate pentru a sprijini aceasta ipoteza. In timpul experimentelor de deshidratare de top, emisiile acustice (AE) produse prin formarea embolilor de aer au fost detectate, iar capacitatile hidraulice au fost cuantificate. Privind doar la valorile AE50, s-ar clasifica cultivarul de grau Excalibur drept cel mai tolerant si cultivar triticale Dublet ca fiind cel mai vulnerabil la embolia xilemului indusa de seceta, desi Dublet a avut capacitati hidraulice semnificativ mai mari, care sunt esentiale in ceea ce priveste stocarea interna a apei pentru a fi temporar. tamponeaza sau intarzie lipsa apei. In plus, trasaturile anatomice ale xilemului au aratat ca ambele soiuri au un compromis contrastant intre siguranta hidraulica si eficienta. Aceasta lucrare subliniaza importanta includerii capacitatii hidraulice a unui soi atunci cand se evalueaza raspunsul la seceta si vulnerabilitatea la embolie xilemica indusa de seceta,

Modelarea, monitorizarea si datele experimentale au aratat ca schimbarile climatice globale pot avea un impact direct asupra comunitatilor de fitoplancton acvatic, prin efectele incalzirii asupra producatorilor primari, precum si indirect prin efecte in cascada de la niveluri trofice superioare. Desi ambele concepte sunt comune in studiile limnologice moderne, ramane neclar daca efectele „de sus in jos” de la niveluri trofice superioare asupra fitoplanctonului exercita efecte puternice in sistemele naturale pe perioade lungi (centenare). Aici, folosim date multiproxi, inclusiv pigmenti, ramasite de zooplancton, concentratii de nutrienti si indicatori de paleoclimat dintr-un miez de sedimente din Dagze Co, Tibet Central (un lac cu doua niveluri trofice) pentru a reconstitui productia de alge, comunitatea de zooplancton, modificarile salinitatii nutrientilor. Rezultatele noastre arata ca efectele de sus in jos ale nivelurilor trofice mai mari compenseaza efectele de la incalzire si adaugarea de nutrienti asupra cresterii algelor. Incalzirea creste fluxul de apa topita glaciara catre lac, iar activitatile umane intensive au sporit aportul de nutrienti. Modificarile salinitatii lacului si ale raportului N: P au coincis cu schimbarile comunitatii zooplanctonice din ultimii 600 de ani, iar Daphnia tibetana a inlocuit crevetii saramura, Artemia tibetiana, dupa ce mutarea unui oras in amonte de lac in anii 1980 a condus la recoltarea excesiva a creveti in saramura. Aceste schimbari au contribuit puternic la schimbari in comunitatile de alge, cu modificari ale zooplanctonului, ducand la efecte puternice de sus in jos, care au scazut productia de alge prin cresterea presiunii de pasunat, in ciuda cresterii concentratiilor de nutrienti.

Scop Printre cauzele decesului in japoneza, exista multe rapoarte conform carora bolile de inima, bolile cerebrovasculare, bolile respiratorii si inecul neasteptat cresc in timpul iernii. Cu toate acestea, exista putine studii privind relatia pe termen lung dintre temperatura exterioara si mortalitate. In acest studiu, am analizat relatia dintre statisticile mortalitatii si datele meteo din 1972 pana in 2015 (44 de ani) si am explicat variatia sezoniera a decesului. escorte medias Scopul acestui studiu este de a clarifica variatia sezoniera folosind rezultatele si de a o folosi ca indice pentru arhitectura sanatoasa si sigura si planificare urbana. Metoda Am fuzionat statisticile mortalitatii din 1972 pana in 2015 cu datele meteo AMeDAS pentru a adauga temperatura zilnica medie a aerului din ziua mortii la fiecare data a decesului. Dupa aceea, am analizat (1) CSVM, (2) indicele decesului, si (3) relatia dintre o temperatura medie lunara exterioara si rata de mortalitate lunara (MOTMMR). Rezultat (1) Calculul CSVM in Tokyo, Hokkaido si intreaga tara a aratat ca a existat un varf de CSVM in 1998 la nivel national. Apoi, cand a fost calculat CSVM pentru fiecare boala, s-a constatat ca acest varf era proeminent in bolile respiratorii. Comparand CSVM in tarile europene si prefecturile japoneze, CSVM a fost scazut in regiunile reci si ridicat in regiunile calde comune Japoniei si Europei. (2) La Tokyo, indicele mortii in sezonul estival (din iulie pana in septembrie) a fost ridicat pana in anii 1920 si a scazut dupa anii 1930, dar in Hokkaido, indicele mortii in sezonul estival a fost ridicat pana in 1940 si a inceput sa scada dupa 1950. In ultimii ani, atat Tokyo, cat si Hokkaido au avut tendinta de a creste iarna si de a scadea vara. (3) Am constatat ca linia de regresie a MOTMMR are trei segmente. Partea cu temperatura scazuta are o corelatie negativa, iar partea cu temperatura ridicata are o corelatie pozitiva. Panta liniei de regresie la temperatura scazuta a fost mai abrupta in regiunea sudica. De asemenea, in coeficientii de regresie ai MOTMMR din 1972 pana in 2011, nu s-au observat modificari semnificative in Hokkaido, dar tendintele de abordare 0 s-au gasit in prefecturile sudice. Concluzie (1) CSVM a atins punctul culminant in 1998, iar tendinta a fost remarcabila in bolile respiratorii. Poate fi legat de acoperirea vaccinului antigripal. In plus, comun in Japonia si Europa, CSVM a fost mai scazut in regiunile reci decat in ​​regiunile calde, iar obiceiul de incalzire a redus numarul deceselor in timpul iernii in regiunile reci. (2) Despre indicele decesului, Indicele mortii din Tokyo si Hokkaido a aratat o tendinta diferita pana in 1950 si a aratat o tendinta similara. Aceasta a presupus dezvoltarea alimentarii cu apa si a canalizarii, imbunatatind moartea de vara. (3) In multe zone, altele decat Hokkaido, cum ar fi Tokyo, fluctuatiile ratei lunare a mortalitatii datorate temperaturilor exterioare s-au imbunatatit din jurul anului 1980. Din cele de mai sus, temperatura scazuta a aerului exterior este legata de cresterea mortalitatii in timpul iernii, care poate fi prevenita prin vaccinare, imbunatatirea infrastructurii, imbunatatirea performantei cladirii si imbunatatirea obiceiurilor de incalzire.

Obiective / Contextul somnului este esential pentru recuperare, dar somnul internat este adesea perturbat. In timpul pandemiei COVID-19, eforturile de distantare sociala pentru a minimiza raspandirea ar fi putut imbunatati somnul copiilor spitalizati prin scaderea perturbarilor inutile peste noapte. Acest studiu a avut ca scop descrierea impactului acestor eforturi asupra somnului internat la copii si adolescenti, utilizand valori obiective si subiective. Au fost comparate metode de intrerupere a somnului la pacientii pediatrici internati inainte si in timpul pandemiei COVID-19. Senzorii de igiena a mainilor care urmaresc intrarile in camera au fost utilizati pentru a masura intreruperile obiective peste noapte pentru 69 de nopti pre-pandemice si 154 nopti pandemice. S-au adoptat sondaje ale ingrijitorilor cu privire la intreruperile peste noapte, cantitatea de somn si starea de spirit a ingrijitorului din instrumentele validate: Jurnalul de somn Karolinska, Chestionar potential de intreruperi ale somnului spitalicesc si zgomote si scala vizuala de dispozitie analogica. Rezultate Intrarile in camera de noapte au scazut initial cu 36% (II 95%: 30%, 42%, p <0,001), apoi s-au intors spre linia de baza, reflectand recensamantul spitalului COVID-19. Cu toate acestea, ingrijitorii chestionati (n_pre = 293, n_post = 154) au raportat un somn mai perturbat (p <0,001) datorita testelor (21% vs. 38%), anxietatii (23% vs. 41%) si durerii (23% vs. . 48%). De asemenea, ingrijitorii au raportat ca copiii au dormit cu 61 de minute mai putin (II 95%: -12 min, -110 min, p <0,001). Ingrijitorii s-au auto-raportat simtindu-se mai tristi, obositi si mai rau in general (p <0,001 pentru toti). Concluzii In ciuda unei scaderi a numarului obiectiv de camere in timpul pandemiei, ingrijitorii au raportat ca copiii lor au fost intrerupti mai mult si au dormit mai putin. Ingrijitorii au raportat, de asemenea, o stare de spirit mai proasta. Acest lucru evidentiaza efectele pandemiei COVID-19 asupra experientelor subiective ale copiilor spitalizati si ale ingrijitorilor acestora. Munca viitoare care vizeaza stresul si anxietatea ar putea imbunatati somnul internat la copii si adolescenti.

Avand in vedere interesul potential de a viza Solenocera acuminata intr-o noua piscicultura de mare adancime in Caraibe columbiene, sunt necesare informatii biologice pentru a sprijini gestionarea acestei specii. Obiectivul acestui studiu este de a oferi informatii biologice despre structura marimii, marimea la maturitatea sexuala, relatiile morfometrice, abundentele si distributia spatiala si batimetrica a S. acuminata in Caraibe columbiene. Specimene de S. acuminata au fost colectate in timpul a patru anchete de prospectiune in adancime in Marea Caraibelor Colombiene, care au fost efectuate intre Punta Gallinas si Golful Uraba. Un total de 87 de traule de pescuit exploratorii au fost realizate intre 100 si 550 m adancime. Dimorfismul sexual a fost evident, masculii fiind mai mici decat femelele. Marimea la maturitate sexuala a femelelor a fost de 95,2 mm lungime totala (23,82 mm CL). Valorile relativ ridicate ale biomasei au fost gasite in zona de nord a Caraibelor columbiene, intre Santa Marta si Riohacha. In zona de sud, s-a gasit biomasa mai mare intre Cartagena si Golful Morrosquillo. Biomasa S. acuminata a fost mai mare pe timp de noapte (medie 1,82 kg / km2) decat in ​​timpul zilei (medie 0,15 kg / km2). Aceasta specie a fost distribuita intre 150 si 400 m adancime, iar cea mai mare biomasa a fost asociata cu adancimi cuprinse intre 330 si 380 m. Inainte de inceperea unei noi activitati de pescuit, sunt necesare mai multe cercetari pentru a intelege parametrii ciclului de viata al resurselor din adancuri, cum ar fi cresterea, reproducerea, recrutarea, mortalitatea, zonele si perioadele de reproducere, zonele de pepiniera si biodiversitatea asociata. s-a gasit biomasa mai mare intre Cartagena si Golful Morrosquillo. Biomasa S. acuminata a fost mai mare pe timp de noapte (medie 1,82 kg / km2) decat in ​​timpul zilei (medie 0,15 kg / km2). Aceasta specie a fost distribuita intre 150 si 400 m adancime, iar cea mai mare biomasa a fost asociata cu adancimi cuprinse intre 330 si 380 m. Inainte de inceperea unei noi activitati de pescuit, sunt necesare mai multe cercetari pentru a intelege parametrii ciclului de viata al resurselor din adancurile mari, cum ar fi cresterea, reproducerea, recrutarea, mortalitatea, zonele si perioadele de reproducere, zonele de pepiniera si biodiversitatea asociata. s-a gasit biomasa mai mare intre Cartagena si Golful Morrosquillo. Biomasa S. acuminata a fost mai mare pe timp de noapte (medie 1,82 kg / km2) decat in ​​timpul zilei (medie 0,15 kg / km2). Aceasta specie a fost distribuita intre 150 si 400 m adancime, iar cea mai mare biomasa a fost asociata cu adancimi cuprinse intre 330 si 380 m. Inainte de inceperea unei noi activitati de pescuit, sunt necesare mai multe cercetari pentru a intelege parametrii ciclului de viata al resurselor din adancurile mari, cum ar fi cresterea, reproducerea, recrutarea, mortalitatea, zonele si perioadele de reproducere, zonele de pepiniera si biodiversitatea asociata.

ResearchGate nu a putut rezolva nicio referinta pentru aceasta publicatie.