위험률, 확률 밀도, 생존 함수 간의 관계 증명


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나는 생존 분석에 대해 조금 읽고 있으며 대부분의 교과서에는

h(t)=limΔt0P(t<Tt+Δt|Tt)Δt=f(t)1F(t)(1)

여기서 h(t) 는 위험률이며

f(t)=limΔt0P(t<Tt+Δt)Δt(2) 밀도 함수,

F(t)=Pr(T<t)(3)

S(t)=Pr(T>t)=1F(t)(4)

또한 그들은

S(t)=e0th(s)ds(5)

대부분의 교과서 (적어도 내가 가지고있는 것)는 (1) 또는 (5)에 대한 증거를 제공하지 않습니다. 나는 다음과 같이 (1)을 통과했다고 생각합니다.

h(t)=limΔt0P(t<Tt+Δt|Tt)Δt= limΔt0P(Tt|t<Tt+Δt)P(t<Tt+Δt)P(Tt)Δt 그중 때문에 (2)와 (4)는 limΔt0P(Tt|t<Tt+Δt)f(t)S(t)Δt 이지만 P(Tt|t<Tt+Δt)=1 이므로 h(t)=f(t)1F(t)

사람은 어떻게 증명합니까 (5)?


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가 의 파생어 라는 점에 유의 했습니까 ? h(t)logS(t)
Stéphane Laurent

그래, 나도 그것을 얻지 못한다 ...
nostock

(1)의 증거로, 먼저 분자의 두 번째 확률이 1이라고 주장한 다음 (2)와 (4)를 적용해야합니다.
ocram

왜 순서가 중요합니까?
nostock

1
주문을 계속 하는 경우, proba 자체가 아니라 으로 제한 이 같다고 주장해야합니다 . 어쨌든, 이것은 세부 사항입니다 ...Δt01
ocram

답변:


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의 미분 은 따라서 @ StéphaneLaurent에서 언급했듯이 여기서 마지막 평등은 (1)에서옵니다.S

dS(t)dt=d(1F(t))dt=dF(t)dt=f(t)
dlog(S(t))dt=dS(t)dtS(t)=f(t)S(t)=h(t)

이전 관계의 양측을 모두 취하여 얻으 므로

log(S(t))=0th(s)ds
S(t)=exp{0th(s)ds}

이것은 방정식 (5)입니다. 지수의 필수 부분은 누적 위험 라고도하는 통합 위험 입니다 ( ].H(t)S(t)=exp(H(t))


당신은 좀 더 명시 적시겠습니까
dlog(S(t))dt=dS(t)dtS(t)
nostock

1
이것이 연쇄 규칙입니다. 우리가 그래서dlog(x)dx=1x
dlog(f(x))dx=df(x)dxx
ocram

마지막 방정식의 오른쪽에있는 x는 f (x)?이어야합니다. 즉, y = log S (t)를 구별합니다. u = S (t)이므로 . 또한 및 입니다. 연쇄 규칙에 따라
dudt=dS(t)/dt=S(t)
y=logS(t)=log(u)
dydu=1u=1S(t)
dydt=dydududt=1S(t)S(t)=S(t)S(t)
user1420372

@ user1420372 : 그렇습니다. f (x) 여야합니다.
ocram

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h(t)=f(t)S(t) 
=f(t)1F(t)
=f(t)10tf(s)ds

양측을 통합합니다 : 양변을 구별합니다 :

0th(s)ds=0tf(s)10tf(s)dsds
=ln[10tf(s)ds]0t+c
10tf(s)ds=exp[0th(s)ds]
f(t)=h(t)exp[0th(s)ds]
f(t)=h(t)exp[0th(s)ds]

이므로

h(t)=f(t)S(t)

S(t)=f(t)h(t)

교체 에 의해 , 따라서 f(t)h(t)exp[0th(s)ds]

S(t)=h(t)exp[0th(s)ds]h(t)
S(t)=exp[0th(s)ds]

3

우리는 다음 방정식을 증명합니다 : 증거 :

S(t)=exp{0th(u)du}

먼저 증명을 증명합니다.

f(t)=dS(t)dt

f(t)=dF(t)dt=dP(T<t)dt=d(1S(t))dt=dS(t)dt 
그리고 우리가 알고있는 대용 에 우리가 얻을 다음 주요 증명을 계속하십시오. 위 방정식의 양변을 통합하면 그러면 결과
h(t)=f(t)S(t)
f(t)h(t)
h(t)=dS(t)dtS(t)
0th(u)du=0tdS(t)dtS(t)dt=0tS(t)1dS(t)=[logS(t)logS(0)]=logS(t)
S(t)=exp{0th(u)du} 
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