US2022175793
The efficacy criteria are formulated in terms of posterior probability statements about the true responder rate difference Δ=p1−p2,
【0317】
有効性基準は、真のレスポンダー率の差Δ=p1-p2についての事後確率の記述によって公式化されており、
where p1 denotes the true responder rate of Compound (I)-treated patients and p2 the true responder rate of placebo-treated patients.
式中、p1は化合物(I)で治療した患者の真のレスポンダー率を、p2はプラセボで治療した患者の真のレスポンダー率を示す。
The posterior probability distributions for both arms are
両方のアームに対する事後確率分布は、
calculated using a standard binomial probability model with a conjugate noninformative Beta distribution priors Beta(a, a) with a=1/3 for both p1 and p2.
p1及びp2の両方についてa=1/3である共役無情報ベータ分布の事前確率Beta(a,a)を用いる標準二項確率モデルを使用して算出される。
US10436771
[0042] The marginal likelihood P (E|ϕ, θ)
【0037】
周辺尤度P(E|Φ,Θ)は、
can be based on the assumption of conditional independence of effects given the network ϕ and the fact that each effect marker vector is linked to exactly one node in the network.
ネットワークΦを考慮した効果の条件付き独立の仮定、および各効果マーカーベクトルが、ネットワークにおけるたった1つのノードにリンクされているという事実に基づくことができる。
The maximum a posteriori (MAP) estimate for P(ϕ, θ|E) can be given by,
P(Φ,Θ|E)についての最大事後確率(MAP)の推定は、
[0043] (Φ^,Θ^)=argmaxΦ,Θ(P(Φ,Θ|E)).(5)
【数8】
によって示すことができる。
[0044] In an exhaustive setting, once graph ϕ is maximized, the E-marker positions θ can be maximized.
【0038】
しらみつぶし設定において、グラフΦが最大化されると、E-マーカー位置Θは最大化することができる。
Given a network model ϕ, the posterior probability for an edge between drug Sj and an E-marker Mi is derived using equation (3).
ネットワークモデルΦを考慮して、薬物SjとE-マーカーMiの間におけるエッジについての事後確率は、式(3)を使用して導かれる。
Alternatively, θ and ϕ can be maximized together or their optimal parameters can be estimated by a Bayesian maximum a posteriori approach.
あるいは、ΘおよびΦは共に最大化することができるか、またはそれらの最適パラメータを、ベイズの最大事後確率アプローチによって推定することができる。
In most cases θ is treated as nuisance parameters that are integrated out to make predictions on the perturbation space.
ほとんどの場合において、Θは迷惑パラメータとして扱われ、これは積分消去されて、摂動空間を予測する。
US2016371431
[0097] Once the machine learning model was trained using the genetic sequence variant training data set,
【0096】
遺伝子配列バリアント訓練データセットを使用して機械学習モデルを訓練したら、
the parameters π and θ were fixed as determined by the last iteration.
最後の反復によって決定されたパラメータπおよびθを固定した。
In some embodiments, the trained machine learning model as described herein is applied to a test genetic sequence variant to obtain an output score.
一部の実施形態では、本明細書に記載の訓練された機械学習モデルを試験遺伝子配列バリアントに適用して出力スコアを得る。
The output score is a predicted probability that the test genetic sequence variant is pathogenic.
出力スコアにより、試験遺伝子配列バリアントが病原性である確率が予測される。
In some embodiments, the trained learning model receives the test genetic sequence variant.
一部の実施形態では、訓練された学習モデルに試験遺伝子配列バリアントを受信させる。
In some embodiments, the trained learning model calculates a posterior probability for the assignment of the test genetic sequence variant to each of clusters (benign cluster or pathogenic cluster).
一部の実施形態では、訓練された学習モデルにより、試験遺伝子配列バリアントのクラスターのそれぞれ(良性クラスターまたは病原性クラスター)への割り当てについての事後確率を算出する。
US9286154
[0071] Method 400 is directed at computing the a posteriori probability that a given bit ci in codeword c=(c1 , c2 , c3 , . . . , cN ) of block error-correction code C equals 1 (or 0) based on the particular vector v received from syndrome-measurement circuit 200 ( FIG. 2A).
【0074】
方法400は、ブロック・エラー訂正コードCのコードワードc=(c1,c2,c3,...,cN)の中の与えられたビットciが、シンドローム測定回路200(図2A)から受信される特定のベクトルvに基づいて、1(または0)に等しいという事後確率を計算することを対象としている。
The corresponding LLR value, L(ci ), is given by Eq. (9):
対応するLLR値、L(ci)は、式(9)、すなわち、
L (c i )=log(Pr (c i =0|v )/Pr (c i =1|v )) (9)
L(ci)=log(Pr(ci=0|v)/Pr(ci=1|v)) (9)
where Pr( ) denotes the a posteriori probability for the condition in the parentheses ( ).
によって与えられ、式中で、Pr()は、括弧()の中の状態についての事後確率を示している。
Method 400 relies on an iterative message-passing decoding algorithm based on a bipartite graph of block error-correction code C, e.g., bipartite graph 300 ( FIG. 3).
方法400は、ブロック・エラー訂正コードCの二部グラフ、例えば、二部グラフ300(図3)に基づいた反復メッセージ・パッシング復号アルゴリズムに依存している。
According to this algorithm, the variable nodes in the bipartite graph represent processors of one type;
このアルゴリズムによれば、二部グラフの中の可変ノードは、1つのタイプのプロセッサを表しており、
the check nodes in the bipartite graph represent processors of another type;
二部グラフの中のチェック・ノードは、別のタイプのプロセッサを表し、
and the edges between the variable and check nodes represent message paths.
また可変ノードと、チェック・ノードとの間のエッジは、メッセージ経路を表す。
US9622008
[0104] Computation of Directional a Posteriori Probability Functions for Dominant Sound Source Directions
●ドミナント音源方向についての方向の事後確率関数の計算
US8412466
The frequency of the known genotype in the population P(gi ) may be inputted to the method at step 1124 ,
集団P(gi)中の既知の遺伝子型の頻度を、ステップ1124で本方法に入力することができ、
and the class conditional probability p(v|gi ) and frequency of the known genotype in the population P(gi ) may be used to calculate the posterior probability that the sample contains the known genotype p(gi |v) in step 1122 .
ステップ1122において、集団P(gi)中の既知の遺伝子型のクラス条件付き確率p(v|gi)および頻度を使用することによって、試料が既知の遺伝子型を含有する事後確率p(gi|v)を計算することができる。
In a preferred embodiment, a posterior probability for each known genotype in the class of genotypes is calculated in this manner as well.
好適な実施形態では、遺伝子型のクラス内の各既知の遺伝子型についての事後確率は、同様にこのようにして計算される。