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我正在尝试理解 lmer 函数。我找到了大量关于如何使用该命令的信息,但关于它实际执行的操作的信息却很少(除了这里的一些神秘注释: http://www.bioconductor.org/help/course-materials/2008/PHSIntro/lme4Intro-handout-6.pdf )。我正在使用以下简单示例:
library(data.table)
library(lme4)
options(digits=15)
n<-1000
m<-100
data<-data.table(id=sample(1:m,n,replace=T),key="id")
b<-rnorm(m)
data$y<-rand[data$id]+rnorm(n)*0.1
fitted<-lmer(b~(1|id),data=data,verbose=T)
fitted
据我了解,lmer 正在拟合 Y_{ij} = beta + B_i + epsilon_{ij} 形式的模型,其中 epsilon_{ij} 和 B_i 是独立法线,分别具有方差 sigma^2 和 tau^2。如果 theta = tau/sigma 是固定的,我用正确的均值和最小方差计算出 beta 的估计值
c = sum_{i,j} alpha_i y_{ij}
哪里
alpha_i = lambda/(1 + theta^2 n_i)
lambda = 1/[\sum_i n_i/(1+theta^2 n_i)]
n_i = number of observations from group i
我还计算了以下 sigma^2 的无偏估计:
s^2 =\sum_{i,j} alpha_i (y_{ij} - c)^2/(1 + theta^2 - lambda)
这些估计似乎与 lmer 的结果一致。但是,我无法弄清楚在这种情况下如何定义对数似然。我计算出概率密度为
pd(Y_{ij}=y_{ij}) = \prod_{i,j}[f_sigma(y_{ij}-ybar_i)]
* prod_i[f_{sqrt(sigma^2/n_i+tau^2)}(ybar_i-beta) sigma sqrt(2 pi/n_i)]
哪里
ybar_i = \sum_j y_{ij}/n_i (the mean of observations in group i)
f_sigma(x) = 1/(sqrt{2 pi}sigma) exp(-x^2/(2 sigma)) (normal density with sd sigma)
但是上面的日志不是 lmer 生成的。在这种情况下如何计算对数似然(对于奖励分数,为什么)?
编辑:更改了一致性符号,删除了标准偏差估计的错误公式。
最佳答案
评论中的链接包含了答案。下面我将公式简化后的内容放在这个简单的示例中,因为结果有些直观。
lmer 适合 形式的模型,其中和 是具有方差的独立正态分布 和 分别。 的联合概率分布和 因此是
哪里
.
通过将其与 积分来获得可能性。 (未观察到)给予
哪里是组 的观察数,和是组观察值的平均值。这有点直观,因为第一项捕获了每个组内的分布,应该有方差 ,第二个捕获组之间的传播。请注意是 的方差.
但是,默认情况下 (REML=T) lmer 不是最大化可能性,而是最大化“REML 标准”,这是通过将其与 进行额外积分而获得的。给予
哪里下面给出。
如果固定后,我们可以显式找到 和 最大化可能性。事实证明他们是
注意有两个术语表示组内和组间的变化,并且 介于 的平均值之间和 的平均值取决于 的值.
将这些代入似然,我们可以表示对数似然 就而言仅:
lmer 迭代查找 的值这最大限度地减少了这种情况。在输出中,和 分别显示在“偏差”和“logLik”字段中(如果 REML=F)。
因为 REML 标准不依赖于 ,我们对 使用相同的估计如上。我们估计最大化 REML 标准:
受限对数似然 由下式给出:
在 lmer 的输出中,和 分别显示在“REMLdev”和“logLik”字段中(如果 REML=T)。
关于r - lmer(来自 R 包 lme4)如何计算对数似然?,我们在Stack Overflow上找到一个类似的问题: https://stackoverflow.com/questions/20980116/
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