Obrigado, Walmes. Vou analisar a rotina. Att. 2015-05-10 23:10 GMT-03:00 Walmes Zeviani 2 [via R-br] < ml-node+s2285057n4664466h82@n4.nabble.com>:
Segue uma rotina que pode ser útil ou servir de inspiração.
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require(doBy) require(multcomp)
str(fat_data) str(adi_data)
adi_data$Conc <- factor(0, levels=c(0, levels(fat_data$Conc)))
da <- merge(fat_data, adi_data, all=TRUE) str(da)
da$Conc <- factor(da$Conc, levels=sort(as.numeric(levels(da$Conc)))) da$Solo <- factor(da$Solo, levels=c("E","A","B","C","D")) da$Sol <- factor(da$Sol, levels=c("Água","PO4","SO4")) str(da)
ftable(xtabs(~Solo+Sol+Conc, data=da))
## Especificação do modelo completo. m0 <- lm(Rep~Solo*Sol*Conc, data=da)
## Efeitos não estimáveis devido ausência de celas. coef(m0)
## Quadro de anova. anova(m0)
##-------------------------------------------- ## TRUQUE: criar um conjunto de dados artificiais mas que seja um ## fatorial completo.
## Dados artificiais. fac <- c("Solo","Sol","Conc") L <- lapply(fac, function(x) levels(da$x))
m0$xlevels
## Dados artificiais, possui todas as celas. db <- do.call(what=expand.grid, args=m0$xlevels) db$Rep <- runif(nrow(db))
## Fatorial completo com um registro por cela. ftable(xtabs(~Solo+Sol+Conc, data=db))
## Com este, ajustar um modelo de mentira apenas para que se possa obter ## a matriz de coeficientes para se chegar as médias marginais. ## mb <- lm(formula(m0), data=db) mb <- update(m0, data=db) anova(mb)
## Ajustou sem restar graus de liberdade pois não colocou-se ## repetições. Não é um problema pois quer-se apenas tirar proveito da ## estrutura completa.
sum(is.na(coef(mb))) ## Todos os efeitos estimados.
## Matriz para médias ajustadas de Solo. t(LSmatrix(mb, effect="Solo"))
## Cuidado! Essa matriz não contém os pesos corretos. É muito útil em ## experimentos fatorias completos, mas nos incompletos deve ser usada ## com o devido cuidado.
## Nessa matriz, remover as colunas dos efeitos não estimáveis. Guardar ## o nome dos efeitos estimados. estm <- names(coef(m0))[!is.na(coef(m0))]
## Matriz do modelo com colunas correspondentes à efeitos estimáveis. X <- model.matrix(m0)[, estm]
## Reajuste do modelo sem uso de fórmula, mas com o uso da matriz do ## modelo contendo apenas colunas de efeitos estimáveis. m1 <- lm(Rep~0+X, data=da)
c(deviance(m0), deviance(m1)) ## São o mesmo modelo.
## Partindo a matriz do modelo. Havendo desbalanceamento (caselas ## presentes com frequência não igual), esse passo precisa ser revisto e ## adaptado.
M <- by(data=X, INDICES=da$Solo, FUN=as.matrix) ## M <- by(data=X, INDICES=da$Sol, FUN=as.matrix) ## M <- by(data=X, INDICES=da$Conc, FUN=as.matrix)
K <- t(sapply(M, FUN=colMeans)) str(K)
## "Pesos". Os pesos estão corretos, diferente daquela retornada pela ## LSmatrix(). MASS::fractions(t(K))
## Médias ajustadas. K%*%coef(m1)
## Médias amostrais coincidem com as médias matriciais. with(da, tapply(Rep, Solo, FUN=mean)) ## with(da, tapply(Rep, Sol, FUN=mean)) ## with(da, tapply(Rep, Conc, FUN=mean))
## Médias ajustadas são sempre bem vindas pela maioria das pessoas mas ## elas raramente fazem sentido. Por exemplo, fazem sentido se os ## efeitos marginalizados são nulos (termo pode ser removido do modelo) ## ou talvez considerados como aleatórios (esperança 0).
##-------------------------------------------- ## Contrastes entre níveis de Solo.
require(wzRfun)
## No caso de não desejar instalar o wzRfun, apenas copie o código da ## função apc() para uma sessão R. Acesso pelo link: ## https://raw.githubusercontent.com/walmes/wzRfun/master/R/apc.R
source("https://raw.githubusercontent.com/walmes/wzRfun/master/R/apc.R")
G <- apc(K)
summary(glht(m1, linfct=G), test=adjusted(type="fdr")) ## summary(glht(m1, linfct=G), test=adjusted(type="bonferroni"))
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À disposição. Walmes.
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-- Alisson Lucrecio da Costa