随机金融环境下Cox风险模型三个重要精算诊断量的矩
精算学在人寿保险精确定价中的方法与实践
精算学在人寿保险精确定价中的方法与实践引言:人寿保险是一种金融保险产品,为个人或家庭提供在被保人身故或特定健康状况发生时的经济保障。
精算学作为保险精确定价的学科,通过运用数学、统计学和概率论等方法,对人寿保险的风险进行评估、估计和管理。
本文将探讨精算学在人寿保险精确定价中的方法与实践。
一、寿险产品定价的基本原理寿险产品的定价是指根据保险公司的风险承受能力和经验数据,对保费进行测算和核算的过程。
在精确定价中,精算师需要考虑以下几个方面:1. 死亡率:精算师通过研究大量数据和经验分析,对保险期间内被保险人的死亡率进行估计。
根据不同年龄、性别和健康状况等因素,死亡率的表现会有所不同。
2. 利率:利率是影响保险产品定价的关键因素之一。
保险公司需要根据经济环境和投资收益预期来确定合适的利率水平。
3. 保险金额:保险金额是指被保险人在保险期间内享受到的保险保障金额。
精算师需要综合考虑被保险人的需求、风险承受能力和保险公司的经济实力等因素,来确定合适的保险金额。
二、精算模型与方法1. 人寿保险精算模型人寿保险精算模型是利用数理统计学和概率论等理论,通过建立数学模型,对保险公司的经验数据进行分析和预测的方法。
常见的人寿保险精算模型包括:(1)Lee-Carter模型:该模型是一种经典的死亡率预测模型,通过分析历史死亡率数据和人口统计数据,预测未来死亡率的变化趋势。
(2)Cox风险模型:该模型是一种用于估计被保险人生存时间和死亡风险的模型。
通过建立被保险人个体的生存函数和死亡风险函数,对保险公司的风险进行量化。
(3)利用马尔科夫链的模型:该模型通过建立状态转移概率矩阵,对被保险人的状态变化进行建模。
可以用于分析被保险人的年龄、性别、健康状况等因素对保险风险的影响。
2. 精算方法(1)数理统计方法:数理统计是精算学的核心方法之一。
精算师通过收集和分析大量的历史数据,运用概率论和统计学的方法,对未来的风险进行预测和估计,从而对保险产品的保费进行定价。
金融风险管理中的统计模型与预测方法
金融风险管理中的统计模型与预测方法在金融行业中,风险管理是至关重要的,尤其是在今天充满不确定性的市场环境下。
为了应对各种风险,金融机构越来越倾向于使用统计模型和预测方法来帮助他们评估和管理风险。
本文将探讨金融风险管理中常用的统计模型和预测方法,并介绍它们的应用。
一、风险管理概述金融风险管理旨在识别、测量和控制金融机构所面临的各种风险,包括信用风险、市场风险、操作风险等。
在风险管理过程中,统计模型和预测方法被广泛用于风险评估、风险度量和风险控制。
二、统计模型在金融风险管理中的应用1. VaR模型VaR(Value at Risk)是衡量投资组合或金融机构所面临的最大可能损失的统计指标。
VaR模型基于历史数据和概率分布假设,通过计算在给定信任水平下的最大损失来评估风险。
2. Copula模型Copula模型用于描述多个变量之间的依赖关系。
在金融风险管理中,Copula模型经常用于估计多个金融资产的联动风险。
通过将边缘分布和联合分布分离,Copula模型能够更准确地捕捉金融资产之间的相关性。
3. GARCH模型GARCH(Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity)模型是用来描述金融时间序列中存在的波动的模型。
在风险管理中,GARCH模型被用来对风险波动进行建模,从而更准确地估计投资组合的风险。
三、预测方法在金融风险管理中的应用1. 时间序列预测时间序列预测方法是一种基于历史数据的预测方法。
通过对金融时间序列数据进行分析和建模,可以预测未来的市场趋势和风险变动。
常用的时间序列预测方法包括ARIMA模型、指数平滑法等。
2. 机器学习算法随着大数据技术的发展,机器学习算法在金融风险管理中的应用越来越广泛。
机器学习算法通过从大量数据中学习和发现模式,并运用这些模式进行预测和决策。
常用的机器学习算法包括神经网络、随机森林等。
3. 蒙特卡洛模拟蒙特卡洛模拟是一种基于随机数的模拟方法,通过生成大量的随机样本,计算出不同情景下的风险指标。
数量金融学中的风险评估模型
数量金融学中的风险评估模型数量金融学是研究金融市场中的各种数量与金融资产之间关系的一门学科。
在金融市场中,风险评估是非常重要的一环,它可以帮助投资者了解投资的风险程度,并做出相应的决策。
本文将介绍数量金融学中常用的风险评估模型。
一、VaR模型VaR模型(Value at Risk)是衡量投资组合风险的一种方法。
它基于历史数据分析,通过计算投资组合在给定信心水平下的损失额度,来预测投资的风险程度。
VaR模型的计算通常分为参数法和无参数法两种。
参数法是根据历史数据的统计指标,如均值和标准差,来进行风险评估。
这种方法简单且易于理解,但对于非正态分布的资产价格变动可能不够准确。
无参数法则采用历史数据的分位数来估计投资组合的VaR。
通过选择适当的分位数水平,可以在一定程度上降低模型的不确定性。
然而,该方法也存在对极端事件的忽视的缺陷。
二、CVaR模型CVaR模型(Conditional Value at Risk)是对VaR模型的一种改进。
CVaR模型不仅考虑了投资组合的损失额度,还考虑了损失发生的概率。
通过计算在给定信心水平下的平均损失额,CVaR模型能够更全面地评估投资组合的风险。
CVaR模型的计算通常需要使用数学优化方法,如线性规划或二次规划。
这些方法能够考虑不同投资组合权重的情况,并找到使CVaR最小的最优权重配置。
三、GARCH模型GARCH模型(Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity)是一种常用的时间序列模型,用于描述金融资产价格的波动性。
GARCH模型基于过去的波动性数据,预测未来的波动性,从而评估投资的风险。
GARCH模型结合了ARCH模型和移动平均模型。
它通过对波动性的变化进行建模,能够更好地捕捉金融市场的非线性波动性。
GARCH模型的参数估计通常采用最大似然估计方法。
四、随机过程模型随机过程模型是一种更复杂的风险评估模型。
《Cox比例风险模型》PPT课件
Cox比例风险模型
童新元 中国人民解放军总医院
2005年11月7日
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1
Cox比例风险回归模型
在医学中, 对病人治疗效果的考查. 一方面要看 治疗结局的好坏,另一方面还要看生存时间的长短。 生存时间的长短不仅与治疗措施有关, 还可能与病 人的体质, 年龄, 病情的轻重等多种因素有关。如何 找出其中哪些因素与生存时间有关、哪些与它无关 呢?由于失访、试验终止等原因造成某些时间的不 完全,不能用多元线性回归分析。
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14
表中“+”代表仍存活, X1代表白细胞 数(千个/mm3), X2代表浸润淋巴 结程度,分为0、1、2三级, X3代表 是否有巩固治疗,1为有, 0为无。
试进行COX回归分析。
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Байду номын сангаас15
解步骤:
1 进入数据模块 此数据库已建立在
CHISS\data文件夹中,文件名为: a9_3cox模型.DBF。打开数据库
3
2、数据结构
设含有p个变量x1, x2,…,xp及时间T和结局C的 n
个观察对象. 其数据结构为:
编号 X1 X2 …. XP T C
1 x11 x21 … x1p y1 1
2 x21 x22 … x2p y2 0
……
… … ……
n xn1 xn2 … xnp yp .
━━━━━━━━━━━━━━━━━━
COX比例风险函数的另一种形式: h(t)= h0(t)exp(β1x1+β2x2+…+βpxp)
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7
5、 流行病学意义
[课件]Cox比例风险模型PPT
变量xj暴露水平时的风险率与非暴 露水平时的风险率之比称为风险比hr (hazard ratio):
hr= eβi
hr风险比相对危险度RR
6、
Cox模型的参数估计
Cox回归的参数估计同Logistic回 归分析一样采用最大似然估计法。其 基本思想是先建立偏似然函数和对数 偏似然函数,求偏似然函数或对数偏 似然函数达到极大时参数的取值,即 为参数的最大似然估计值。略
4、Cox比例风险回归模型
lnh(t)/ h0(t)=β1x1+β2x2+…+βpxp
参数β 1,β2…,βp称为偏回归系数 , 由于h0(t)是未知的,所以COX模型称为 半参数模型。
COX比例风险函数的另一种形式: h(t)= h0(t)exp(β1x1+β2x2+…+βpxp)
5、 流行病学意义
2 进入统计模块 进行统计计算 点击 模型→数学模型→COX模型 解释变量 x1,x2,x3 反应变量: time 删失标记变量:CENSOR→确认 3 进入结果模块 查看结果 点击 结果
━━━━━━━━━━━━━━━━━ 参数名 估计值 标准误 u值 p值 ───────────────── X1 0.001 0.002 0.591 0.5543 X2 0.456 0.206 2.211 0.0270 X3 -1.885 0.376 5.008 0.0000 ━━━━━━━━━━━━━━━━━
表中“+”代表仍存活, X1代表白细胞 数(千个/mm3), X2代表浸润淋巴 结程度,分为0、1、2三级, X3代表 是否有巩固治疗,1为有, 0为无。 试进行COX回归分析。
解步骤: 1 进入数据模块 此数据库已建立在
重要随机利率下的寿险精算与风险分析
4.2.1 引言································································································· 39 4.2.2 模型的建立 ····················································································· 39 4.2.3 时刻 t 时责任准备金的计算 ·························································· 40 4.3 随机利率下半连续型寿险的准备金模型············································ 42 4.3.1 引言································································································· 42 4.3.2 模型的建立 ····················································································· 42 4.3.3 时刻 h 时的责任准备金的计算······················································ 43 4.3.4 死亡均匀分布假设下责任准备金的表达式 ·································· 45 4.4 本章小结······························································································· 47 第 5 章 随机利率下的风险分析与破产概率·················································· 48 5.1 引言 ······································································································ 48 5.2 随机利率下风险损失的矩 ··································································· 48 5.2.1 模型的建立 ····················································································· 48 5.2.2 m 阶矩的表示过程 ·········································································· 49 5.3 随机利率下的破产概率 ······································································· 53 5.3.1 随机利率下的盈余过程 ································································· 54 5.3.2 破产概率的计算 ············································································· 54 5.3.3 联合概率密度函数 ········································································· 57 5.4 本章小结······························································································· 59 结论 ·················································································································· 60 参考文献··········································································································· 62 攻读硕士学位期间承担的科研任务与主要成果············································ 67 致谢 ·················································································································· 68 作者简介··········································································································· 69
金融风险管理中的统计模型
金融风险管理中的统计模型金融风险管理中的统计模型金融机构面临了许多风险,包括市场风险、信用风险、流动性风险等。
如何有效管理这些风险,成为金融机构不可或缺的重要任务。
统计模型作为风险管理工具之一,被广泛运用在金融领域,帮助机构识别和量化风险,并制定相应的风险管理策略。
统计模型能够在风险管理中发挥重要作用的原因之一是它们能够分析历史数据,并根据统计规律进行预测。
金融市场的波动性较大,但也存在一定的规律可循。
通过统计模型,金融机构可以利用历史数据,分析市场变动的规律性,从而预测未来可能发生的风险。
市场风险是金融机构面临的首要风险之一。
统计模型在市场风险的管理中发挥了重要作用。
例如,VaR(Value at Risk)模型是一种常用的市场风险管理工具。
它通过统计方法计算出在一定时间和置信水平下,投资组合可能面临的最大亏损。
金融机构可以根据VaR模型的结果,制定相应的风险控制策略,以应对市场波动带来的风险。
此外,GARCH(Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity)模型也是常用的市场风险模型,它对金融市场中的波动进行建模,有助于对市场风险进行衡量和管理。
信用风险是指金融机构因借款人或发行人违约或无法履约而遭受的损失。
统计模型在信用风险管理中的应用主要集中在评估和预测违约概率。
通过分析大量的历史数据,建立信用评级模型,金融机构可以对借款人或发行人的信用质量进行评估,并根据评估结果制定相应的信贷政策。
此外,违约概率模型、违约率模型等也是常用的信用风险管理工具,它们结合了多种统计方法,能够更准确地评估违约概率,并提供有关信用风险的相关信息。
流动性风险是金融机构面临的另一个重要风险。
统计模型在流动性风险管理中的应用主要体现在流动性预测和压力测试等方面。
流动性预测模型可以利用历史数据和统计方法,预测金融机构未来的现金流动性,帮助机构合理规划资金使用。
精算师的金融风险模型
精算师的金融风险模型金融风险是指在金融领域中可能面临的各种不确定性因素所带来的损失风险。
精算师作为金融行业中专门负责风险管理与评估的专业人员,拥有广泛的知识和技能来应对金融风险。
而金融风险模型则是精算师在进行风险评估与管理时所使用的工具之一。
一、金融风险模型的概述金融风险模型是用来度量和评估金融风险的数学模型。
它基于一系列的假设和数据,通过建立数学模型以量化金融风险的概率分布,并给出预测结果。
精算师可以利用这些模型来分析和管理各种金融风险,如信用风险、市场风险、操作风险等。
二、金融风险模型的种类金融风险模型种类繁多,其中一些常见的包括:1. 值-at-风险(VaR)模型:VaR模型通过计算损失在一定时间和置信水平下的最大可能金额,来度量金融投资组合的风险。
2. 马科维茨均值方差模型:这是一种常用于资产组合管理的模型,通过权衡投资组合的风险和收益,达到最优的资产配置。
3. 黑-斯科尔斯模型:这是一个用来定价期权的数学模型,它基于对期权价格的理论分析和一些假设条件。
4. 波动率模型:波动率模型用于测量金融资产价格的波动性,通过统计分析和时间序列模型来估计资产价格的波动率。
三、金融风险模型的应用金融风险模型广泛应用于保险、银行、投资和资产管理等金融行业。
精算师可以根据不同的风险类别和业务需求选择合适的模型,并利用模型结果来评估风险水平、制定风险管理策略和进行资产配置。
在保险业中,精算师可以使用风险模型来评估保险产品的价格和风险承受能力,以确保公司的可持续发展。
在银行业中,精算师可以利用模型来评估贷款违约风险和利率风险,从而帮助银行合理定价、监控和管理风险。
在投资和资产管理领域,精算师可以使用金融风险模型来辅助决策,降低投资组合的风险,并提升资产回报率。
四、金融风险模型的挑战与发展趋势金融风险模型虽然在风险管理中发挥了重要作用,但也面临一些挑战。
其中一个挑战是数据的不确定性和缺失。
由于金融市场的复杂性和不确定性,模型所依赖的数据可能会存在不准确或不完整的情况,这可能会导致模型结果的偏差。
cox假设检验的步骤
cox假设检验的步骤Cox假设检验是一种常见的统计方法,用于检验生存分析中的变量对生存时间的影响。
其主要步骤包括制定假设、选择合适的统计模型、计算风险比和估计其置信区间以及进行假设检验。
下面将详细介绍Cox假设检验的步骤。
第一步:制定假设在进行Cox假设检验之前,我们需要明确要检验的假设。
通常情况下,我们对多个变量进行检验,以确定其是否对生存时间有显著影响。
我们需要明确每个变量的假设,例如,变量A对生存时间没有影响的假设可以表示为H0:βA=0,其中βA是变量A的系数。
第二步:选择合适的统计模型Cox假设检验主要应用于Cox比例风险模型,该模型是生存分析中常用的模型之一。
根据实际情况,我们可以根据典型的生存分析模型,如Kaplan-Meier曲线和Log-Rank检验,来选择合适的模型。
另外,还需要考虑变量之间的相关性,如果存在高度相关的变量,则可能需要进行变量选择。
第三步:计算风险比和估计置信区间在Cox比例风险模型中,风险比是用来衡量某个变量对患者生存时间的影响的指标。
对于每个变量,我们可以通过计算相应的风险比来评估其对生存时间的影响。
另外,我们还需要计算估计的置信区间,以评估风险比的精确度。
第四步:进行假设检验完成风险比的估计之后,我们可以使用假设检验方法来确定变量是否对生存时间有显著影响。
在Cox假设检验中,常用的假设检验方法包括Wald检验和Score检验。
Wald检验基于正态近似,可以用来检验单个变量的显著性。
Score检验不依赖于正态近似,适用于小样本情况和非均匀分布的数据。
第五步:结果解释和报告最后一步是对假设检验结果进行解释和报告。
我们需要根据假设检验的结果,判断每个变量是否对生存时间有显著影响,并解释其影响方向。
通常,显著性水平设置为0.05,如果P值小于0.05则可以认为变量对生存时间存在显著影响。
总结:Cox假设检验是一种常见的生存分析方法,用于检验变量对生存时间的影响。
cox比例风险回归模型及其R程序
在分析时 Cox 模型可以给出偏回归系数和标准偏回归系数,
标准偏回归系数 i' 与偏回归系数 i 的关系为:
i' i i ,
影响因素Xi的标准差
根据各因素对应的偏回归系数大小,可以计算相对
危险度(RR):RRi=exp( ˆi )
相对危险度 1 % 可信区间为:
exp[ˆi uSE ˆi ]
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23
拉格朗日乘子检验(LM)
LM统计量另一种表达形式,
W
n(e*' e* ee) e*' e*
~
2 (q)
e*' e*有约束模型残差平方和;
ee无 约 束 模 型 残 差 平 方 和 ;
LR、 Wald 、LM关系(一般情况下成立):
W a ldL R L M
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17
似然比检验:用于模型中原有不显著变量的剔除和显
著变量的引入,以及包含不同变量数时模型间的比较。检 验新增加的协变量是否有统计学意义的统计量为:
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19
拉格朗日乘子检验(LM)
基本思想:拉格朗日乘子检验(LM),又称为Score检验 。该检验基于约束模型,无需估计无约束模型。
①各危险因素的作用不随时间变化而变化 ,即h ( t ) 不随时间变化而变化;
h0 (t)
②对数线性假定:模型中的协变量应该与 对数风险比成线性关系。
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7
Cox回归模型与一般的回归分析不同,它不是直接 用生存时间作为回归方程的因变量,协变量对生 存时间的影响是通过风险函数和基础风险函数的 比值反映的,其中的风险函数和基础风险函数是 未知的。另外偏回归系数的估计需要借助于偏似 然函数的方法。在完成参数估计的情况下,可对 基础风险函数和风险函数做出估计,并可计算每 一个时刻的生存率。
cox模型及其应用
1 0 0 0 14.1 1
……
17 0 1 0 6.8 1 18 1 1 1 3.6 1
;
PROC PHREG;
MODEL T*STATUS(0)=X1-X4/TIES=EFRON SELECTION=STEPWISE SLE=0.05
SLS=0.05 RL;
RUN;
c 探讨影响疗效和预后的“危险因素”及 “保护因素”。
随访研究的三个因素(两点一线)
起点事件:反映研究对象生存过程的起始特征的事件。
终点事件:研究者所关心的特定结局。
生存时间:从某个起始事件开始到某个终点事件的发生所 经历的时间。也称失效时间。
生存时间举例(小孩智齿除外?)
起始事件
终点事件
服药
痊愈
4参数估计方法1全参数法t分布要明确极大似然法2半参数法cox模型的贡献在于可对ht不作要求3非参数法和自变量的估计形式都未知三流行病学意义假设cox模型为两组病人的危险性比值为rr新疗法常规疗法在某一时刻新疗法对于常规疗法的危险性有多大b1b2ht10hb1ht01hb2ht00h当x为连续性变量时rrxx2rr称为比例风险模型proportionalhazardsmodel第三节cox模型的参数估计与统计推断一极大似然法估计二cox模型的似然函数部分似然法partiallikelihoodfunction1无截尾数据的资料无截尾无重合ties危险集ristset条件危险概率各死亡时点上各死亡之概率的乘积bxbxexpexpbxbxexpexpbxbxexpexpbxbxexpexp2有截尾数据的资料例i14其中i4为截尾数据t无ties分析i4假设abc三段互斥重新排序后和无截尾数据分析一样
3、生存分析的回归模型
Cox模型的基本形式为
cox模型
四分位数间距:记为Q,表示中间半数病人生存 期的分布范围,它反映生存期的离散程度,其定义为:
Q=T25-T75
式中,T25和T75分别是25百分位数和75百分位数.
➢生存率的估计
小样本生存率的估计:Kaplan-Meier法 ,又
称乘积极限法(Product-limit method) .
大样本生存率的估计:寿命表法. 寿命表有现时和定群之分,估)
k
qj
j 1 p j n j
(3) 生存曲线(survival curve):是指将各个时 点的生存率连接在一起的曲线图。曲线形状分两种 类型: ①阶梯型:小样本资料用直接法估计的生存曲线; ②折线型:大样本资料用频数表法估计的生存曲线。
➢半数生存期及其四分位数间距
S(t) P(T t) t时刻仍存活的例数 观察总例数
其中,T为病人的存活时间。 如果含有截尾数据,则观察总例数将难以确定,应利用
概率乘法原理估计生存率: S(tk ) P(T tk ) p1 p2 pk
(2) 生存率的标准误: 采用Greenwood‘s 法估计生存率的标准误,其公式为:
生存时间completedata在追踪观察中当观察到了某观察对象的明确结局时该观察对象所提供的关于生存时间的信息是完整的这种生存时间数据称为完全数据
Cox比例风险模型
一、基本概念 生存时间(survival time):从某种起始事
件到达某终止事件所经历的时间跨度。
对于追踪研究,生存时间就是追踪观察持续的时间。生存时间 常用符号t表示。
也就越大。
Cox比例风险模型
3.RR值的计算和意义
影响因素由X▲ 变化到X* 时,有
m
RR
h(t)* h(t )
COX比例风险回归模型 PPT课件
生存分析中的多因素分析方法
半参数法:Cox比例风险回归模型,应用非 常广泛
参数法:假定生存时间服从特定的某种分布, 如指数分布、威布尔分布,不常用
二、Cox 比例风险回归模型的形式
1972年由英国统计学家Cox提出 不直接考察生存函数与协变量(影响因素)的 关系,而是用风险函数作为因变量
h(t) h0 (t) exp( 1 X1 2 X 2 m X m )
基础风险率 非参数部分
回归系数 根据观察值估计
回归系数βj >0时,协变量的取值越大,风险函数h(t) 的值越大,表示病人死亡的风险越大 回归系数βj =0时,表示协变量对风险函数h(t)没有影 响 回归系数βj <0时,协变量的取值越大,风险函数h(t) 的值越小,表示病人死亡的风险越小
Cox 模型的前提条件
Cox模型必须满足比例风险假定(PH假定)
任何两个个体的风险函数之比,即风险比(HR) 保持一个恒定的比例,与时间t无关
HR
hi (t) hj (t)
exp[1( Xi1
X
j1 )
2
(Xi2
X
j2)
p ( Xim X jm )]
模型中协变量的效应不随时间改变而改变
检查某协变量是否满足PH假定,最简单的方 法是观察按该变量分组的生存曲线,若生存 曲线交叉,提示不满足PH假定
PI>0时表示该病人对应的危险度大于平均水平; PI=0时为达到平均水平;当PI<0时表示该病人的危 险度小于平均水平
五、Cox模型的应用
影响因素分析 预测 统计控制
六、Cox模型的注意事项
研究的协变量在研究对象中的分布要适中, 否则会给参数的估计带来困难
cox的三个假设
cox的三个假设
"COX的三个假设"通常指的是Cox比例风险模型(Cox proportional hazards model)的三个基本假设,包括:
1. 风险比例假设(Proportional hazards assumption):即在研究期间,不同个体之间的风险比例保持不变。
这个假设是Cox模型的核心,它是建立模型的前提。
如果这个假设不成立,Cox模型的结果可能会失真。
2. 独立假设(Independence assumption):即个体之间的事件发生是相互独立的,其中一个个体的发生事件不会影响其他个体的风险。
这个假设是在进行统计推断时需要满足的前提之一。
3. 线性假设(Linear predictor assumption):即危险函数(hazard function)是线性的。
危险函数是指一个个体在某个时刻发生某个事件的概率。
这个假设是为了简化模型而做出的,实际上很难满足,但是在应用中可以通过常见的方法来检验和修正。
第三章COX比例风险模型及其特点
模型一与模型二的比较
模型一中只包含了组别这一个自变量, 而模型二中包含了组别与LogWBC两个 自变量。一般我们将模型一称为粗模型,因为它忽略了潜在的协变量(例如 LogWBC 变量)的效应。
对模型一与模型二进行比较,可以确定是否存在混杂因素。对于模型一,组别变 量的风险比为4.523,模型二中,组别变量的风险比为3.648,模型一的风险比大 于模型二的,若经过检验,两者的差别有统计学意义,则提示存在混杂,这个混 杂是由LogWBC引起的hy the Cox PH Model Is Popular Cox PH model is “robust”: Will closely approximate correct parametric model
然而解释变量也可能与时间有关,这类解释变量称为时依变量
如果解释变量是时依变量,那么PH假定就不成立,此时COX PH模型就不 再适用,我们可以用扩展的Cox 模型解决此类问题。这一内容会在第六章详 述,在第三章中我们只考虑满足PH假定的Cox模型,即解释变量为时间独立 型的情况。
时间独立型变量---解释变量的值不随时间而变化 例如 性别 吸烟(是否吸烟)等,虽然实际生活中吸烟与否是随时间变化的, 但是根据分析目的,我们假定这种变量在调查之后就不再变化,所以每一个研 究对象的吸烟状态只有一个值。年龄、体重这类变量是随时间变化的,但是可 以认为变量值在较短时间内变化不大或者他们对生存结局的影响取决于调查时 的变量值大小,这时年龄和体重可以看作时间独立型变量。
1 回归系数统计学意义的检验
由于计算机结果没有提 供只含有LogWBC的 Cox PH模型,因此不能 使用似然比检验对组别 的回归系数进行检验。 通过Wald检验的结果可 知治疗效应是有统计学 意义的。
KM方法Cox比例风险模型和竞争风险模型
KM方法Cox比例风险模型和竞争风险模型KM分析于1958年出现后,迅速地应用在生存分析研究上,一段时间内也将它应用于竞争风险时间分析,KM分析使用简单,应用广泛,但是KM分析是一种经验性研究,在很多专业领域并不被认为是真正的预后分析。
KM法认为风险率仅仅只与时间长短有关,这不大符合实际。
Cox比例风险模型,比例风险模型认为每个具有不同协变量的观察量在相同的时间上应该具有不同的风险率,这才比较符合实际。
在临床研究中,观察的结局往往不是单一的,如在防治糖尿病患者的研究中,肾脏病变、神经病变和心血管病变。
许多学者应用比例风险模型获得了研究成果,如R.Logan等人利用比例风险模型分析了630名患者进行相同HLA的亲属骨髓移植和143名进行外周血干细胞移植后发生GVHD移植物抗宿主病的发生,模型分析结果显示,进行外周血干细胞移植后发生GVHD的风险是骨髓移植的2.25倍。
竞争风险模型,在医学研究中,观察的终点往往不是单一的,而是存在多个终点和竞争风险事件,若在可能会发生多个终点事件的情况下仍应用这些单终点分析方法,将会由于竞争风险的存在而导致对这些终点事件概率的估计偏差。
竞争风险模型是一种用于处理具有竞争风险事件的分析技术,它可分析面临多种潜在结局的生存数据,这些数据包括失效的时间跨度和导致失效的终点事件,这种终点事件可能有多个,这些潜在的终点事件互被称为“竞争风险”事件。
在实际生信分析中,三种分析都非常使用,论文用的比较多的,TCGA数据库利用临床信息和基因表达量,可以绘制生存曲线,利用的就是KM法,可以分析单个基因高表达和低表达的生存曲线,是一种非常使用的预后生存分析。
TCGA数据库Cox分析,是TCGA数据库挖掘的深入分析方法,利用Cox分析的论文就目前来看,是非常受欢迎的。
竞争风险模型现在主要是用在SEER数据库挖掘,SEER数据库提供丰富的癌症临床数据,而且提供癌症死亡的原因,是死于癌症,或者死于非癌症的其他原因,这样就可以用竞争风险模型进行分析。
Cox模型说明文档_stu
生存分析-Cox 模型由四部分算法构成:A. 牛顿法求解非线性方程组 {应研究不需要导函数矩阵的Newton 法}B. Cox 模型参数的估计和检验C. Cox 模型的危险率及生存函数估计D. Cox 模型参数的后退法选择参数—挑选协变量1 函数名称 newton_raphson(f,df,xo,eps,o_x,o_step)1.1 功能简要说明:利用牛顿法求解非线性方程组的根,形如0)(=x F , 其中1⨯p x 是一个p 维向量,⎪⎩⎪⎨⎧=),,(),,()(111p p p x x f x x f x F1.2 输入函数指针向量:1⨯p F , 导函数指针矩阵:pp DF⨯,向量/矩阵中每个元素都是一个p 维函数x 的初值向量x0, 一个p 维向量; 精度控制值 eps1.3 输出 非线性方程组的解o_x=T p x x ),,(1 ,迭代次数 o_step 1.4 函数调用范例1.4.1 输入 (1⨯p F ,pp DF⨯,fromx,eps),取值如下函数指针向量:1⨯p F = ⎪⎩⎪⎨⎧+-+++-=810810)(2122122121x x x x x x x x F导函数指针矩阵:1⨯p DF = ⎥⎦⎤⎢⎣⎡-+-='10212102)(212221x x x x x x Fx 向量的初值x0=(0,0), eps=0.0000011.4.2 输出:(o_x,o_step) 其中o_x=(1.000000,1.000000)T , o_step=71.5 过程Newton 基本迭代原理及过程:x x x k k ∆+=-1, ,2,1),()(=-=∆'k x F x x F k k 当满足 ε<∆++∆=∆221||||p x x x 时停止迭代,其中[])()(1kkx F x F x -'-=∆基本算法步骤如下:(1)xk=x0, step=0, dx(2 ) 计算 F(xk)及 DF(xk) 中每个函数的值,构成矩阵形式 [ DF(xk) -F(xk) ] (3 ) 利用对角线主元消去法计算dx, 即[])()(1kk x F x F dx -'-=, 完成后矩阵最后一列就是dx若eps dx dx p <++221 或 | F(xk)|<eps 或 dx 的每个元素绝对值<eps then goto (5) step=step + 1(4) xk=xk+dx; 转到 (2) 继续执行 (5) 输出 out_x=xk , out_step=step1.5.1 初始化xk=x0=(0,0), step=0, dx=(0,0)1.5.2 循环开始计算F(xk)=(8, 8) , DF(xk)=⎥⎦⎤⎢⎣⎡--101010, 然后构造消去法所需矩阵⎥⎦⎤⎢⎣⎡----8810110调用消去法作2次主元消去得到,-0.100000 0.000000 0.800000 -0.010000 -0.100000 0.880000则上述矩阵的最后一列就是(3)中的dx=(0.800000,0.880000) if ||dx||>0.000001 thenxk=xk+dx=(0.8,0.88) ,step=step+1 else break1.5.3 循环结束此时xk 就是方程组的解,xk=(1.000000, 1.000000), step=7 返回 o_x=xk 和 o_step=step 即可。
cox模型公式
cox模型公式Cox 模型,也称为比例风险模型,是生存分析中一种非常重要的方法。
这公式看起来挺复杂,但其实理解起来也没那么难。
咱们先来说说这个公式长啥样。
Cox 模型的基本公式是:h(t, X) =h₀(t) exp(β₁X₁ + β₂X₂ + … + βₚXₚ) 。
这里的 h(t, X) 表示在时间 t ,具有协变量 X 的个体的风险函数;h₀(t) 是基准风险函数,也就是当所有协变量都为0 时的风险函数;β₁、β₂一直到βₚ 是回归系数,X₁、X₂一直到 Xₚ 就是咱们研究的协变量啦。
我记得之前带过一个学生,他对这个公式简直是一头雾水。
我就给他打了个比方,把这个公式想象成一个做蛋糕的过程。
h₀(t) 就像是蛋糕的基础坯子,是最基本的部分。
而那些β₁X₁ + β₂X₂ + … + βₚXₚ 呢,就像是往蛋糕上添加的各种装饰和配料,比如巧克力、水果、奶油等等,它们让这个蛋糕变得更加丰富多彩,也就是让风险函数更加具体和有特点。
那这个公式到底有啥用呢?比如说在医学研究中,咱们想知道某种治疗方法或者患者的某些特征(比如年龄、性别、疾病严重程度等)对生存时间的影响,Cox 模型就能派上用场啦。
通过计算出回归系数β,咱们就能知道这些因素到底是增加还是降低了风险。
再比如说在经济领域,研究企业的生存状况,哪些因素会让企业更容易倒闭或者持续发展,Cox 模型也能给出一些答案。
不过要注意哦,使用 Cox 模型也有一些前提条件。
比如说,比例风险假定,这就要求各个协变量对风险的影响在时间上是恒定的。
如果不满足这个条件,那得出的结果可能就不太靠谱啦。
还记得我给那个学生举完做蛋糕的例子后,他好像有点开窍了,但还是有些似懂非懂。
于是我又给他布置了一些实际的数据,让他自己动手去计算,去感受每个参数的作用。
慢慢地,他终于掌握了这个公式的精髓。
总之,Cox 模型公式虽然看起来有点吓人,但只要咱们耐心去理解,多结合实际例子去练习,还是能把它拿下的!可别被它一开始的复杂模样给唬住了,就像咱们面对一个新的难题,只要一步步去拆解,总能找到解决的办法。
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Zi ;
t
0;
where N (t) counts the number of claims on the company up to time t and Zi ; i 1 th represents the i claim amounts. The net pro…ts of the risk business over the time interval (0; t] is the risk process de…ned by X (t) = Q(t) S (t); t 0:
The expected net pro…ts E [X (t)] is called “safety loading". One classical problem in collective risk theory is to investigate the “ruin probability", i.e., the probability that the risk reserve ever becomes negative. The study of the probability of ruin has been the center of interest of many papers treating actuarial risk theory. In order to character the severity of ruin more precisely. During recent years, more and more literature began to exploit other risk measures of the risk business, such as the surplus immediately before ruin and the de…cit at ruin. Gerber and Shiu (1998) embedded the study of three most important actuarial diagnostics: the time of ruin, the surplus immediately before ruin, the de…cit at ruin in the study of an expected discounted penalty, which is due at ruin and depends on the surplus immediately before ruin and on the de…cit at ruin. We consider the Cox risk model in a Markovian environment in this paper. The so called Cox risk model is that the occurrence of the claims is described by a Cox process. Cox processes are also called doubly stochastic Poisson processes or conditioned Poisson processes, which were …rstly introduced and discussed by D. Cox in 1955. A Cox process 2
U fU (t); t 0g is called the surplus process (or risk reserve process ), where Q = fQ(t); t 0g is the income process (the simplest assumption is to regard Q(t) as the premiums collected up to time t) and S = fS (t); t 0g is the loss process, S (t) measures all losses paid up to time t, in general, it is the aggregate claims up to time t, i.e., S (t) =
is a generalization in the sense that stochastic variation in the intensity is allowed. We, here, only make an intuitive explanation on a Cox process N with an intensity process (i.e., a nonnegative random process) process (t) is generated and, conditioned upon its realization, N is a non-homogeneous Poisson process with that realization as its intensity. We introduce the idea of Gerber and Shiu (1998) to the Cox risk model for the …rst time. The expected discounted penalty of a Cox risk model, with a homogeneous markovian jump process (i.e., a Markov process with piecewise constant realizations) as its intensity, is considered …rstly. Then if we assume that the moments of the individual claim for any order exist, thus the moments of the surplus immediately before ruin and of the de…cit at ruin, for any order, can be obtained and the Laplace transform of the ruin time can be obtained by appropriate choices of the penalty function. The model and mathematical descriptions are established as follows. Let ( ; F; P) be a complete probability space containing all the objects de…ned below. The Cox risk model is de…ned by U (t) = u + ct U = fU (t); t
Moments of three important actuarial diagnostics in the Cox risk model under stochastic …nancial environment
Abstract: In this paper we consider the Cox risk model in a stochastic environment. Cox risk model belongs to the category of collective risk theory. Collective risk theory, as an important part of insurance –or actuarial –mathematics, deals with stochastic models of an insurance business. In such a model the occurrence of the claims is described by a point process and the amounts of money to be paid by the company at each claim by a sequence of random variables. The company receives a certain amount of premium to cover its liability and to pay overhead expenses. The company is furthermore assumed to have a certain initial capital at its disposal. Cox risk model is a model where the occurrence of the claims is described by a Cox process. Cox processes are very natural as models for “risk ‡ uctuation". That is, the ‡ uctuation in the underlying risk. Typical examples are automobile insurance and …re insurance. The moments of three important actuarial diagnostics: the surplus immediately before ruin, the de…cit at ruin and the time of ruin in the Cox risk model are investigated. The Gerber-Shiu discounted penalty function is considered and an integral equation is established. Some explicit expressions for the moments when the claim intensity is an n-state Markov process are obtained. An expression for the joint probability density function of the surplus immediately before ruin and the de…cit at ruin is also obtained when the initial capital is zero. Finally, an example and some numerical results are presented to illustrate the main results. The results can be used as indicators on the probability and size of potential losses. Key words: Cox risk model, moments, surplus immediately before ruin, de…cit at ruin, time of ruin.