733 resultados para Biais conditionnel


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Cette thèse comporte trois articles dont un est publié et deux en préparation. Le sujet central de la thèse porte sur le traitement des valeurs aberrantes représentatives dans deux aspects importants des enquêtes que sont : l’estimation des petits domaines et l’imputation en présence de non-réponse partielle. En ce qui concerne les petits domaines, les estimateurs robustes dans le cadre des modèles au niveau des unités ont été étudiés. Sinha & Rao (2009) proposent une version robuste du meilleur prédicteur linéaire sans biais empirique pour la moyenne des petits domaines. Leur estimateur robuste est de type «plugin», et à la lumière des travaux de Chambers (1986), cet estimateur peut être biaisé dans certaines situations. Chambers et al. (2014) proposent un estimateur corrigé du biais. En outre, un estimateur de l’erreur quadratique moyenne a été associé à ces estimateurs ponctuels. Sinha & Rao (2009) proposent une procédure bootstrap paramétrique pour estimer l’erreur quadratique moyenne. Des méthodes analytiques sont proposées dans Chambers et al. (2014). Cependant, leur validité théorique n’a pas été établie et leurs performances empiriques ne sont pas pleinement satisfaisantes. Ici, nous examinons deux nouvelles approches pour obtenir une version robuste du meilleur prédicteur linéaire sans biais empirique : la première est fondée sur les travaux de Chambers (1986), et la deuxième est basée sur le concept de biais conditionnel comme mesure de l’influence d’une unité de la population. Ces deux classes d’estimateurs robustes des petits domaines incluent également un terme de correction pour le biais. Cependant, ils utilisent tous les deux l’information disponible dans tous les domaines contrairement à celui de Chambers et al. (2014) qui utilise uniquement l’information disponible dans le domaine d’intérêt. Dans certaines situations, un biais non négligeable est possible pour l’estimateur de Sinha & Rao (2009), alors que les estimateurs proposés exhibent un faible biais pour un choix approprié de la fonction d’influence et de la constante de robustesse. Les simulations Monte Carlo sont effectuées, et les comparaisons sont faites entre les estimateurs proposés et ceux de Sinha & Rao (2009) et de Chambers et al. (2014). Les résultats montrent que les estimateurs de Sinha & Rao (2009) et de Chambers et al. (2014) peuvent avoir un biais important, alors que les estimateurs proposés ont une meilleure performance en termes de biais et d’erreur quadratique moyenne. En outre, nous proposons une nouvelle procédure bootstrap pour l’estimation de l’erreur quadratique moyenne des estimateurs robustes des petits domaines. Contrairement aux procédures existantes, nous montrons formellement la validité asymptotique de la méthode bootstrap proposée. Par ailleurs, la méthode proposée est semi-paramétrique, c’est-à-dire, elle n’est pas assujettie à une hypothèse sur les distributions des erreurs ou des effets aléatoires. Ainsi, elle est particulièrement attrayante et plus largement applicable. Nous examinons les performances de notre procédure bootstrap avec les simulations Monte Carlo. Les résultats montrent que notre procédure performe bien et surtout performe mieux que tous les compétiteurs étudiés. Une application de la méthode proposée est illustrée en analysant les données réelles contenant des valeurs aberrantes de Battese, Harter & Fuller (1988). S’agissant de l’imputation en présence de non-réponse partielle, certaines formes d’imputation simple ont été étudiées. L’imputation par la régression déterministe entre les classes, qui inclut l’imputation par le ratio et l’imputation par la moyenne sont souvent utilisées dans les enquêtes. Ces méthodes d’imputation peuvent conduire à des estimateurs imputés biaisés si le modèle d’imputation ou le modèle de non-réponse n’est pas correctement spécifié. Des estimateurs doublement robustes ont été développés dans les années récentes. Ces estimateurs sont sans biais si l’un au moins des modèles d’imputation ou de non-réponse est bien spécifié. Cependant, en présence des valeurs aberrantes, les estimateurs imputés doublement robustes peuvent être très instables. En utilisant le concept de biais conditionnel, nous proposons une version robuste aux valeurs aberrantes de l’estimateur doublement robuste. Les résultats des études par simulations montrent que l’estimateur proposé performe bien pour un choix approprié de la constante de robustesse.

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Cette recherche teste l'hypothèse de l'intervention d'un biais de confirmation d'hypothèse dans la procédure actuelle de construction des questionnaires d'internalité. Dans une étude pilote, 18 étudiants ont produit des explications en vue de la construction d'un questionnaire d'internalité soit en ayant connaissance de l'existence d'une norme d'internalité vs d'une norme d'externalité, soit sans activation expérimentale de cette connaissance (condition "contrôle"). Dans une première étude, 32 étudiants ont évalué le lieu de causalité et la plausibilité des explications produites dans l'étude pilote. Dans une seconde étude, 113 étudiants ont évalué la valeur sociale de ces explications internes et externes dans une situation de recrutement. Les résultats indiquent tout d'abord que le biais de confirmation influence les individus lorsqu'ils sont amenés à produire des explications internes et externes. On observe ainsi que la différence en faveur des explications internes sur la plausibilité (étude 1) et sur la valeur sociale (étude 2) est plus marquée en condition "norme d'internalité" qu'en condition "contrôle", et plus dans cette dernière condition que dans la condition "norme d'externalité". De plus, les résultats obtenus dans la condition "contrôle" suggèrent que les explications internes sont plus plausibles (étude 1) et plus valorisées que les explications externes (étude 2). Ainsi, si cette recherche confirme l'impact du biais de confirmation d'hypothèse, elle suggère également l'existence d'une norme d'internalité dans la pensée sociale.

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Introduction et objectif: Lors d'essais cliniques, le pharmacien est responsable de la préparation et de la dispensation des médicaments à évaluer. Un article récent a toutefois montré que les aspects pharmaceutiques liés au contrôle de la dose administrée in fine étaient souvent mal contrôlés. Il peut exister une différence entre la dose nominale fournie par le certificat d'analyse du fabricant et la dose réellement administrée au sujet, biais qui se reporte en cascade sur l'estimation des paramètres pharmaco¬cinétiques (PK), comme la clairance ou le volume de distribution. Ce travail visait à évaluer les biais entachant la quantité de médicament réellement injectée (iv/sc) aux volontaires d'un essai clinique étudiant la PK et la relation dose-réponse d'un nouveau produit biotechnologique. Méthode: La dose de médicament administrée lors de l'essai clinique (D) a été calculée de la manière suivante: D = C ? V - pertes. La concentration du produit (C; titre nominal du fabricant) a été vérifiée par immuno-essai. Le volume de médicament injecté (V) a été déterminé pour chaque injection par pesée (n=72), en utilisant la masse de la seringue avant et après injection et la densité du produit. Enfin, une analyse in vitro a permis d'évaluer les pertes liées à l'adsorption du produit dans les lignes de perfusion et de choisir le dispositif adéquat in vivo. Résultats: La concentration du médicament s'est révélée proche du titre nominal (96 ± 7%), et a été utilisée comme référence. Le volume injecté était quant à lui entaché d'un biais systématique par rapport à la valeur théorique correspondant à 0.03 mL pour la dose minimale (i.e. 75% du volume à injecter à cette dose). Une analyse complémentaire a montré que cela s'expliquait par une réaspiration partielle de la solution médica-menteuse avant le retrait de la seringue après injection sc, due à l'élasticité du piston. En iv, le biais était par contre provoqué par une réaspiration du soluté de perfusion co-administré. Enfin, la mesure des quantités de médicament récupérées après injection dans le dispositif de perfusion a démontré des pertes minimales par adsorption. Discussion-conclusion: Cette étude confirme l'existence de biais inversement corrélés au volume et à la concentration du médicament administré, pouvant provoquer des erreurs importantes sur les paramètres PK. Ce problème est négligé ou insuffisamment considéré dans les protocoles de Phase I et nécessiterait une planification rigoureuse. Les procédures opératoires devraient attirer l'attention sur ce point crucial.

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Résumé: Un des domaines de prédilection de la recherche préventive en ostéoporose, est l'alimentation. L'étude « EVANIBUS » s'inscrit dans le cadre de cette recherche. Un de ses buts est de cibler à travers un questionnaire de fréquence alimentaire chez une population féminine âgée de plus de 75 ans, l'alimentation à risque pour l'ostéoporose. Le choix du questionnaire pour cette étude s'est porté sur le «Food Frequency Questionnaire», élaboré et validé sur une population pré-ménopausique écossaise par Susan New. Ce questionnaire se répartit en différents groupes et sous-groupes alimentaires. A l'aide de tables nutritionnelles les principaux micronutriments essentiels à la santé osseuse contenus dans lés sous-groupes alimentaires ont été calculés. Avant d'utiliser un questionnaire de fréquence alimentaire dans une population différente, il est nécessaire de procéder à une adaptation et une nouvelle validation du questionnaire. Cependant, cette procédure nécessite la collaboration d'un spécialiste en nutrition. Pour cette raison, seule la reproductibilité du questionnaire a été testée. Le test choisi est la première et deuxième étape du test de Bland-Altman. La reproductibilité s'établit entre les 2 mesures (1 mois d'intervalle) de la fréquence moyenne de consommation obtenue pour chaque item (groupes et sous-groupes alimentaires). Les résultats montrent que seule une minorité d'item présente une acceptation des 2 étapes du test de Bland-Altman. Pour expliquer cette mauvaise reproductibilité, les biais systématiques ont été mis en évidence et analysés en détails. Les erreurs dues à la méthodologie sont également analysées. Ces dernières sont en principe évitables. C'est l'absence d'adaptation du questionnaire qui semble en être la cause principale. A cet effet des mesures de correction sont proposées, telles qu'un pilotage du questionnaire dans un échantillon de la population cible. L'analyse du questionnaire relève également une diminution globale de la consommation lors de la deuxième mesure. On émet alors, l'hypothèse d'une influence météorologique par l'intermédiaire d'une hausse des températures.

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Nous présontons l'étalonnage d'un test mnésique de recognition dans un échantillon de 180 adultes francophones de la Suisse Romande. Le test comprend trois formes utilisant un matériel verbal (mots) ou non verbal (visages ou paysages). Une attention particulière est accordée à l'âge dans la présentation des résultats. Celui-ci affecte plus précocement et plus intensément la performance aux formes non verbales qu'à la forme verbale du test. Il induit également une importante augmentation du nombre de fausses reconnaissances pour les formes non verbales.

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Introduction et objectif: Lors d'essais cliniques, le pharmacien est responsable de la préparation et de la dispensation des médicaments à évaluer. Un article récent a toutefois montré que les aspects pharmaceutiques liés au contrôle de la dose administrée in fine étaient souvent mal contrôlés. Il peut exister une différence entre la dose nominale fournie par le certificat d'analyse du fabricant et la dose réellement administrée au sujet, biais qui se reporte en cascade sur l'estimation des paramètres pharmacocinétiques (PK), comme la clairance ou le volume de distribution. Ce travail visait à évaluer les biais entachant la quantité de médicament réellement injectée (iv/sc) aux volontaires d'un essai clinique étudiant la PK et la relation dose-réponse d'un nouveau produit biotechnologique. Méthode: La dose de médicament administrée lors de l'essai clinique (D) a été calculée de la manière suivante: D = C * V - pertes. La concentration du produit (C; titre nominal du fabricant) a été vérifiée par immuno-essai. Le volume de médicament injecté (V) a été déterminé pour chaque injection par pesée (n=72), en utilisant la masse de la seringue avant et après injection et la densité du produit. Enfin, une analyse in vitro a permis d'évaluer les pertes liées à l'adsorption du produit dans les lignes de perfusion et de choisir le dispositif adéquat in vivo. Résultats: La concentration du médicament s'est révélée proche du titre nominal (96 ± 7%), et a été utilisée comme référence. Le volume injecté était quant à lui entaché d'un biais systématique par rapport à la valeur théorique correspondant à 0.03 mL pour la dose minimale (i.e. 75% du volume à injecter à cette dose). Une analyse complémentaire a montré que cela s'expliquait par une réaspiration partielle de la solution médica-menteuse avant le retrait de la seringue après injection sc, due à l'élasticité du piston. En iv, le biais était par contre provoqué par une réaspiration du soluté de perfusion co-administré. Enfin, la mesure des quantités de médicament récupérées après injection dans le dispositif de perfusion a démontré des pertes minimales par adsorption. Discussion-conclusion: Cette étude confirme l'existence de biais inversement corrélés au volume et à la concentration du médicament administré, pouvant provoquer des erreurs importantes sur les paramètres PK. Ce problème est négligé ou insuffisamment considéré dans les protocoles de Phase I et nécessiterait une planification rigoureuse. Les procédures opératoires devraient attirer l'attention sur ce point crucial.