Perigo da linha de base de Cox


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Digamos que eu tenha um conjunto de dados de "cateter renal". Estou tentando modelar uma curva de sobrevivência usando um modelo de Cox. Se eu considerar um modelo de Cox: preciso da estimativa do risco da linha de base. Usando a função interna do pacote R , posso fazer isso da seguinte maneira:

h(t,Z)=h0exp(bZ),
survivalbasehaz()
library(survival)

data(kidney)
fit <- coxph(Surv(time, status) ~ age , kidney)
basehaz(fit)

Mas se eu quiser escrever uma função passo a passo do risco da linha de base para uma determinada estimativa de parâmetro, bcomo posso proceder? Eu tentei:

bhaz <- function(beta, time, status, x) {

    data <- data.frame(time,status,x)
    data <- data[order(data$time), ]
    dt   <- data$time
    k    <- length(dt)
    risk <- exp(data.matrix(data[,-c(1:2)]) %*% beta)
    h    <- rep(0,k)

    for(i in 1:k) {
        h[i] <- data$status[data$time==dt[i]] / sum(risk[data$time>=dt[i]])          
    }

    return(data.frame(h, dt))
}

h0 <- bhaz(fit$coef, kidney$time, kidney$status, kidney$age)

Mas isso não dá o mesmo resultado que basehaz(fit). Qual é o problema?


@gung você poderia ajudar com esta pergunta ? Lutei durante dois dias ...
Haitao Du

Respostas:


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Aparentemente, basehaz()na verdade calcula uma taxa de risco cumulativa, em vez da própria taxa de risco. A fórmula é como se com h 0 ( y ( l ) ) = d ( l )

H^0(t)=y(l)th^0(y(l)),
ondey(1)<y(2)<otedenota os tempos distintos dos eventos,d(l)é o número de eventos emy(l), eR(y(l))é o risco definido emy(l)
h^0(y(l))=d(l)jR(y(l))exp(xjβ)
y(1)<y(2)<d(l)y(l)R(y(l))y(l)contendo todos os indivíduos ainda suscetíveis ao evento em .y(l)

Vamos tentar isso. (O código a seguir existe apenas para ilustração e não pretende ser muito bem escrito.)

#------package------
library(survival)

#------some data------
data(kidney)

#------preparation------
tab <- data.frame(table(kidney[kidney$status == 1, "time"])) 
y <- as.numeric(levels(tab[, 1]))[tab[, 1]] #ordered distinct event times
d <- tab[, 2]                               #number of events

#------Cox model------
fit<-coxph(Surv(time, status)~age, data=kidney)

#------cumulative hazard obtained from basehaz()------
H0 <- basehaz(fit, centered=FALSE)
H0 <- H0[H0[, 2] %in% y, ] #only keep rows where events occurred

#------my quick implementation------
betaHat <- fit$coef

h0 <- rep(NA, length(y))
for(l in 1:length(y))
{
  h0[l] <- d[l] / sum(exp(kidney[kidney$time >= y[l], "age"] * betaHat))
}

#------comparison------
cbind(H0, cumsum(h0))

saída parcial:

       hazard time cumsum(h0)
1  0.01074980    2 0.01074980
5  0.03399089    7 0.03382306
6  0.05790570    8 0.05757756
7  0.07048941    9 0.07016127
8  0.09625105   12 0.09573508
9  0.10941921   13 0.10890324
10 0.13691424   15 0.13616338

Suspeito que a pequena diferença possa ser devida à aproximação da probabilidade parcial coxph()devido a laços nos dados ...


Muito obrigado. Sim, há uma pequena diferença no método de aproximação. Mas há 76 pontos no tempo, se eu quiser encontrar o risco da linha de base para cada ponto no tempo. O que eu posso fazer? Que tipo de modificação no código R é necessário?
Dihan

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O risco discretizado é zero, exceto nos horários dos eventos. Isso realmente dá a maior contribuição para a probabilidade se uma função discreta de risco é suposta. Você pode querer interpolar entre duas estimativas, supondo, por exemplo, que o risco permaneça constante.
Ocram 26/12/12

Método de Breslow (1974)
tomka

kidney$time >= y[l]ystatus=0status=1d=2d=1status=0

Como @tomka mencionou. Substituir a coxphchamada por fit<-coxph(Surv(time, status)~age, data=kidney, method="breslow")corrigirá a diferença de métodos.
Mr.bjerre 16/05/19
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