Source: http://slideflix.net/doc/1562441/kandidatuppsats-i-statistik-%C3%B6verlevnadsanalys-i-tj%C3%A4nsteve..
Timestamp: 2019-03-23 21:37:47+00:00

Document:
Kandidatuppsats i Statistik Överlevnadsanalys i tjänsteverksamhet Tidspåverkan i överklagandeprocessen på Migrationsverket
Download Kandidatuppsats i Statistik Överlevnadsanalys i tjänsteverksamhet Tidspåverkan i överklagandeprocessen på Migrationsverket
Överlevnadsanalys i tjänsteverksamhet
Tidspåverkan i överklagandeprocessen på
Kristoffer Minya
Migrationsverket är en myndighet som prövar ansökningar från personer som vill söka skydd, ha medborgarskap, studera eller vill jobba i
Sverige. Då det på senare tid varit en stor ökning i dessa ansökningar
har tiden för vilket ett beslut tar ökat. Varje typ av ansökning (exempelvis medborgarskap) är en process som består av flera steg. Hur
beslutet går igenom dessa steg kallas för flöde. Migrationsverket vill
därför öka sin flödeseffektivitet. När beslutet är klart och personen
tagit del av det men inte är nöjd kan denne överklaga. Detta är en
av de mest komplexa processerna på Migrationsverket. Syftet är analysera hur lång tid denna process tar och vilka steg i processen som
påverkar tiden. Ett steg (som senare visar sig ha en stor effekt på
tiden) är yttranden. Det är när domstolen begär information om vad
personen som överklagar har att säga om varför denne överklagar. För
att analysera detta var två metoder relevanta, accelerated failure time
(aft) och multi-state models (msm). Den ena kan predicera tid till
händelse (aft) medan den andra kan analysera effekten av tidspåverkan (msm) i stegen. Yttranden tidigt i processen har stor betydelse för
hur snabbt en överklagan får en dom samtidigt som att antal yttranden ökar tiden enormt. Det finns andra faktorer som påverkar tiden
men inte i så stor grad som yttranden. Då yttranden tidigt i processen
samtidigt som antal yttranden har betydelse kan flödeseffektiviteten
ökas med att ta tid på sig att skriva ett informativt yttrande som gör
att domstolen inte behöver begära flera yttranden.
The Swedish Migration Board is an agency that review applications
from individuals who wish to seek shelter, have citizenship, study or
want to work in Sweden. In recent time there has been a large increase
in applications and the time for which a decision is made has increased.
Each type of application (such as citizenship) is a process consisting of
several stages. How the decision is going through these steps is called
flow. The Swedish Migration Board would therefore like to increase
their flow efficiency. When the decision is made and the person has
take part of it but is not satisfied, he can appeal. This is one of the
most complex processes at the Board. The aim is to analyze how
long this process will take and what steps in the process affects the
time. One step (which was later found to have a significant effect
on time) is opinions. This is when the court requests information on
what the person is appealing has to say about why he is appealing. To
analyze this, two methods were relevant, accelerated failure time (aft)
and the multi-state models (msm). One can predict time to event
(aft), the other to analyze the effect of time-manipulation (msm) in
the flow. Opinions early in the process is crucial to how quickly an
appeal get judgment while the number of opinions increases the time
enormously. There are other factors that affect the time but not so
much as opinions. The flow efficiency can be increased by taking time
to write an informative opinion which allows the court need not to ask
Jag vill tacka Andres Delgado, enhetschef för Operativ styrning och
samordning på Migrationsverket, för möjligheten att ha fått skriva
denna uppsats för dem. Jag vill även tacka Måns Magnusson för hans
givande handledning.
Linköping, Augusti 2014
Bakgrund . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Överklagandeprocessen . . . . . . . . . . . . .
Syfte . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Frågeställning . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Datamaterial . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Teori . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Kaplan-Meier . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Cox Proportional Hazard . . . . . . . . . . . .
Accelerated Failure Time . . . . . . . . . . . .
Multi-state models . . . . . . . . . . . . . . .
Kaplan-Meier . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Accelerated failure time . . . . . . . . . . . . . . . .
Multi-state model . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Diskussion . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Slutsats . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
A Resultat av weibullskattningen
B Notation för kovariater
C R kod
Värdeskapande och slöseriaktiga aktiviteter. . . . . .
Summa av värdeskapande och slöseriaktiga aktiviteter.
Tider mv kan påverka i överklagandeprocessen. . . .
Empirisk pdf för händelsetiden. . . . . . . . . . . . .
Illustrering av msm för överklagandeprocessen. . . . .
Kaplan-Meier för totaltid . . . . . . . . . . . . . . . .
Kumulativ hazard och momentan hazard . . . . . . .
Kaplan-Meier för deltiden ytt . . . . . . . . . . . . .
Kaplan-Meier för deltiden age . . . . . . . . . . . . .
Generalized gamma . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Weibull . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Logaritmerad kumulativ hazard mot logaritmerad CoxSnell residual . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
msm: kumulativ hazard för varje övergång . . . . . .
Övergångssannolikhet för msm
3.10 Upptagande för varje stadie i msm
Domstolexempel . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Variabelförklaring . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Kvalitetsbrist . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Ties . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
MSM data . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Övergångsmatris . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Totaltid . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Deltid . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Modellanpassning . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Referensöverklagan . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Domstolarnas överklagandefördelning . . . . . . . . .
Enheters överklagandefördelning . . . . . . . . . . . .
Länders överklagandefördelning . . . . . . . . . . . .
Ursprungsärendens överklagandefördelning . . . . . .
Ärendetypers överklagandefördelning . . . . . . . . .
3.10 Öppet ärende . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
A.1 Weibullskattning . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Accelarated failure time
Antal händelser vid tidpunkt ti
Antal observationer vid tidpunkt ti
Tid för händelse för observation i
Händelsefunktion
Hazardfunktion
Statusindikator för om en observation är censurerad. Denne är 0 vid censurering och 1 annars.
Vektor av kovariat för observation i
Riskmängden precis innan tidpunkt ti
Cox-Snell residual
Vektor av regressionskoefficienter
Migrationsverket (mv) är en myndighet som prövar ansökningar från
personer som vill bosätta sig i Sverige, komma på besök, söka skydd
undan förföljelse eller vill ha svenskt medborgarskap.
mv arbetar enligt lean-metodiken [23], vilket bland annat innebär att
de kontinuerligt granskar och förbättrar deras sätt att arbeta. Utgångspunkten för förbättringsarbetet är kundens, den sökandes, bästa. För
att möta kundens behov ska mv se till helheten och hur de olika delarna samverkar med varandra. Som ett led i förbättringsarbetet har mv
inrättat en ny funktion, Operativt samordningscentrum, som har till
uppgift att samordna verkets resurser. Nu förstärker mv funktionen
med en ny enhet, processtyrning.
Generellt sett har verket långa beslutsvägar och alltför många beslut
skickas uppåt i organisation, vilket leder till onödig väntan och låg
flödeseffektivitet. Ett exempel på detta är att beslut om samarbete
mellan verksamhetsområdena ofta sker på verksamhetschefsnivå istället för på lokal nivå vilket innebär att många beslut tas onödigt högt
upp i organisationen. mv styr i alltför hög grad mot hur de är organiserade istället för att ha kunden i fokus, vilket i sin tur leder till en
svag uppföljning.
I februari 2014 tog generaldirektören beslut om ”Bra ska bli bättre”
vilket bland annat innebär att mv ska minska väntetiden för kunden.
Detta genom en omorganisation och analys av de olika processerna.
En process är för en ansökan alla de händelser och delbeslut som
måste tas innan ansökan får ett stängande beslut. Det markerar att
prövningen är klar.
På mv finns det olika processer för olika typer av ärenden. För varje
process finns det en eller flera ärendetyper. Innan man tar ett beslut
går ärendet igenom olika steg i processen, det kallas ärendeflöde.
Ett ärendeflöde består av ett antal aktiviteter som definierats som
värdeskapande för kunden, med en viss väntan emellan. I vissa fall
kan även nödvändiga aktiviteter som inte är värdeskapande för kunden
ingå i flödet.
Med värdeskapande för kunden menas något som har en direkt inverkan. Det kan exempelvis vara att ett delbeslut fattas. I motsats är ett
nödvändigt eller icke nödvändigt slöseri något som har en indirekt verkan. Ett exempel på det är vid ansökan om medborgarskap kan det
vara att identitet måste styrkas och man måste kontrollera passets
I figur 1.1 är aktiviteterna 1, 3, 5, 6 och 8 definierade som värdeskapande och aktiviteterna 2, 4, och 7 som nödvändiga, men icke värdeska-
Figur 1.1: Värdeskapande och slöseriaktiga aktiviteter.
pande för kunden.
Flödeseffektivitet definieras som summan av värdeskapande aktiviteter i förhållande till den totala genomloppstiden. I figur 1.2 illustreras
detta. Flödeseffektiviteten kan som synes ökas genom att minska den
röda delen genom effektiviseringar, eller den grå delen genom eliminering eller minimering av slöserier.
Figur 1.2: Summa av värdeskapande och slöseriaktiga aktiviteter.
Det finns många processer på verket, vissa av dem mer komplicerade
än andra. Målet för mv är att modellera alla processer men i den här
uppsatsen modelleras endast överklagandeprocessen.
När prövningen av ansökan är klar fattas ett beslut som kunden tar
del av. Är denne inte nöjd med beslutet kan beslutet överklagas. De
vanligaste ärendena som överklagas är asylärenden. Överklagandeprocessen börjar så fort ett överklagande tas emot.
Den enhet som prövade ansökan tar emot och registrerar överklagan
(ökl). Därefter tas ett beslut om överlämning till migrationsdomstol
(md). Det finns fyra migrationsdomstolar, ett i Luleå, Göteborg, Malmö och Stockholm samt en migrationsöverdomstol (möd).
Efter att md tagit emot överklagan tar md ställning till om det behövs
kompletterande information. Om ett yttrande behövs skickar md en
begäran till mv om detta och då registrerar man ett processföringsärende (pfmd) som man använder för att registrera vad som händer
med överklagandet efter överlämningen fram till dom. Sedan skickas
yttrandet till md som antingen kallar till muntlig förhandling, muf,
eller skriver dom. Ibland begär man inget yttrande och då registrerar
man pfmd-ärende i de fall md kallar till muntlig förhandling. I vissa fall ställer md in den muntliga förhandlingen efter kallelse. Många
gånger skriver man dom utan yttrande eller muntlig förhandling och
då registrerar man inget pfmd-ärende.
Är kunden inte nöjd med beslutet kan ärendet tas upp i möd som
antingen skriver dom eller väljer att inte ge prövningstillstånd. Om inte
ärendet tas upp i möd är det md’s beslut som stänger ökl-ärendet,
i annat fall är det möd. Överklagandeprocessen som helhet tar inte
slut här men det är fram till md ’s dom denna uppsats har fokus på.
Då två myndigheter är inblandade i överklagandeprocessen ligger inte
all tid på verket och därmed inte påverkningsbar av mv. Den första
tid som mv kan påverka är tiden det tar från att överklagan kommer
in till dess att beslut om överlämning sker. Den andra tiden är i de
fall md begär yttrande och då är det tiden från att begäran kommer
in till dess att yttrandet skickas till md. Illustration av tider som är
påverkbara och icke påverkbara visas i figur 1.3.
Ett exempel på hur processen kan se ut för en kund följer i exempel 1.1
med stöd av tabell 1.1.
Figur 1.3: Tider mv kan påverka i överklagandeprocessen.
En kund lämnade in sin ansökan om uppehålls- och arbetstillstånd
(uat). Ett år senare var prövningen klar och beslutet blev att kunden
avslogs. Detta blev överklagat en månad senare. Hos md behövdes
ytterligare information och de begärde in ett yttrande (mdbyt) som
mv skickade in (mdytt). md kallade även till muntlig förhandling
(kallmf) som genomfördes en månad senare efter kallelsen (gnmmf).
Två veckor senare kommer domen.
Tabell 1.1: Domstolexempel
uat registreras
Beslut utb
ökl registreras
Beslut överlämning till md 2013-10-28
mdbyt
mdytt
kallmf
Uppsatsens syfte är att modellera överklagandeprocessen. Med detta
ska de ledtider (deltid mellan två eller flera aktiviteter) som mv kan
påverka och totaltiden (tid från första aktivitet till sista aktivitet)
analyseras för att ta reda på vad som påverkar dessa tider. Vidare ska
en prediktionsmodell tas fram som ska kunna predicera återstående
tid för överklaganden som ännu inte fått någon dom. Detta ska ge
stöd för att allokera resurser och eliminera slöserier, vilket i sin tur
ger ett effektiviserat flöde och minskade kötider.
I. Hur lång är ledtiden och totaltiden?
För överklaganden som fått en dom, vad är medeltiden och mediantiden? Ledtiderna som är av intresse är tid från inkommit till
överlämning och tid från begärt yttrande till skickat yttrande.
II. Vad påverkar tiden?
Givet ett antal tänkbara påverkbara faktorer, vilka av dessa har
en signifikant påverkan på tiden?
III. Hur väl kan en prediktionsmodell anpassas?
Modellen anpassas på avslutade överklagandeärenden och man
vill predicera hur lång tid öppna ärenden tar fram till dom samt
hur stor säkerhet det finns i prediktionen.
IV. Vilka aktiviteter är relevanta?
Det presenteras intern statistik på verket för alla processer. Vilka
aktiviteter är relevanta att presentera statistik på för överklagandeprocessen?
Data för överklaganden är registrerad sedan maj 1995 och har följt
samma registreringssystem fram till slutet av 2010. Då införde man
pfmd-ärendet. Med anledning av det används bara data från 2010 och
då den uppdateras dagligen har man fryst data fram till slutet av maj.
Materialet består av 120124 kunder med sammanlagt 362097 överklaganden (observation). Varje observation har ett ärende id kopplat till
sig för att unikt kunna särskilja på varje överklagande hos en kund.
Framtagningen av data är en hopslagning av ett flertal kolumner från
två tabeller i centrala utlänningsdatabasen [6]. Då denna databas innehåller viss information som är skyddad av personuppgiftslagen är
delar av materialet borttaget från uppsatsen.
Det finns fjorton variabler varav åtta är datumvariabler och sex är
kategoriska variabler. Tabell 1.2 ger en variabelförklaring.
Variabeln som är av huvudintresse är totaltiden från inkommit till
dom och beräknas som dom − inkom. Den empiriska fördelningen för
denna variabel visas i figur 1.4.
Tabell 1.3 visar hur många observationer som fanns från början och
hur många som kom med i datamängden. Totalt skiljer det sig på
19470st och beror främst på att många överklaganden inte hade något
associerat ärende till överklagan. Dessa observationer har tagits bort
från datamängden. En del saknade värden är gemensamt för en och
samma observation varför summan av orginalmängden minus summan
av saknas inte är lika med summan av datamängden. Vissa variabler
har ett 1:1 förhållande vilket innebär att om den ena variabeln finns
för en observation ska den andra variabeln också finnas, med ett fåtal
En dummyvariabel som unikt definierar observationen
Anger vilket land kunden kommer ifrån
Anger vad för ärende vars beslut blev överklagat
Anger vad som var skälet till ansökan. Alla ärendetyper har inte ansökningskoder
Anger vilken enhet som hade hand om ursprungsärendet och tog beslut om överlämning till domstol
Anger vilken domstol som tog hand om överklagan
Datumstämpel för när överklagan inkom
Datumstämpel för när överklagan överlämnades till domstol
Datumstämpel för när domstolen begärde yttrande
Datumstämpel för när verket skickar yttrandet till domstolen
Datumstämpel för när domstolen kallar till muntlig förhandling
Datumstämpel för när domstolen ställer in förhandlingen
Datumstämpel för när domstolen genomför förhandlingen
Datumstämpel för när domstolen kommer med dom.
Tabell 1.2: Variabelförklaring
instmf
Figur 1.4: Empirisk pdf för händelsetiden.
Tabell 1.3: Kvalitetsbrist
Orginalmängd
Variablerna ’mdbyt’ och ’mdytt’ har ett sådant förhållande men data visar på att dem skiljer sig på 3220st. Skillnaden är relativt liten
(1%) vilket kan anses som försumbar. ’kallmf’ och ’gnmmf’ har samma
förhållande med undantag för om ’instmf’ finns. ’kallmf’-’instmf’ ska
vara lika med ’gnmmf’. Med hänsyn på detta saknas det 3157st (5%).
Bristen på data bör inte ha någon större påverkan på metoderna.
Frågeställningen kan besvaras med regressionsmodeller från ett ämnesområde kallat överlevnadsanalys. Två modeller är av intresse, Cox
proportional hazard och accelerated failure time. Utifrån modellen kan
mean time to failure och median time to failure beräknas vilket besvarar I. De två sistnämnda har ett negativt intryck då ingenting miss-
lyckas varför dessa har valts att kallas för mean time to event och
median time to event. Genom att titta på de skattade parametrarna
kan II och IV besvaras. Det kan göras genom att titta på hur stor effekten är av en given parameter och om den är signifikant för modellen
Överlevnadsanalys är ett samlingsnamn på statistiska metoder för analys av tid tills en händelse inträffar. Händelsen beror på data och kan
vara vad som helst. Händelsen är för denna uppsats att dom inträffar.
Namnet kommer från försäkringsstatistiker som räknade på livförsäkringar och risken för händelsen död [33]. Trots namnet behöver inte
data ha något att göra med överlevnad. Grunden för överlevnadsanalys är överlevnadsfunktionen som är sannolikheten för en observation
inte har en händelse fram till och med tidpunkt t [11][31]. Denne kallas
hädanefter för händelsefunktionen med anledning av att data inte har
någon koppling till överlevnad.
S(t) = Pr(T > t), t ≥ 0
S(t) är själva händelsefunktionen, t är en given tidpunkt och T är
tiden för händelse. Med hjälp av händelsefunktionen kan man härleda
den kumulativa hazardfunktionen, vilken är den ackumulerade risken
för eller chansen för att en händelse ska inträffa vid en given tidpunkt.
Funktionen ger en fördelning över tid som ett mått på hur stor chansen är för att en observation vid tiden t har en händelse vid samma
tidpunkt, givet att observationen inte haft någon händelse fram till t.
Sambandet mellan kumulativa hazardfunktionen och händelsefunktionen är given av [12]
S(t) = e−H(t) ⇔ H(t) = − log S(t)
Något som är vanligt vid överlevnadsanalys är censurering vilket inne-
bär att information om observationen är delvis känt. Vid censurering
är högercensurering vanligast. Högercensurering innebär att en observation inte haft en händelse fram till studietidens slut. För överklagandeprocessen är exempelvis öppna ärenden högercensurerade.
Kaplan-Meier (k-m) är en metod för att skatta händelsefunktionen när
man har de exakta tidpunkterna för en händelse. Händelsefunktionen
skattas normalt genom intervall men med k-m kan man skatta exakta
Metoden presenterades 1958 av E.L. Kaplan och P. Meier för saknad eller censurerad data men går lika bra att använda när data är
k-m skattningen och variansen för denne är given av
ti ≤ t
ti ≤t Yi (Yi − di )
V̂ Ŝ(t) = Ŝ(t) σ̂s2 (t) = Ŝ(t)
för ti < ti+1 där di är antalet händelser och Yi antalet observationer
vid tidpunkt ti [19].
k-m är icke-parametrisk vilket betyder att inget antagande om den
underliggande fördelningen för data görs.
För att räkna ut mean time to event (mtte) beräknar man arean
under händelsefunktionen. Det är lika med att beräkna integralen
Median time to event (mte) är tiden där S(t) = 0.5. Det kan beräknas
genom att lösa integralen
där m är tiden som uppfyller S(t) = 0.5.
När det finns variabler som kan påverka tiden går det inte att undersöka effekten av dessa med en icke-parametrisk metod. D. R. Cox
presenterade 1972 en semi-parametrisk metod som tar hänsyn till effekten av förklarande variabler, Cox proportional hazard (cox ph) [7].
Modellen ges av
h(t|x) = h0 (t)eβ x
där h0 (t) är baslinjehazarden som är hazardfunktionen för en observation för vilken alla förklarande variabler (kovariater) är noll. x =
(x1 , x2 , . . . , xn ) är en vektor med förklarande variabler och β 0 = (β1 , β2 ,
. . . , βn ) är en vektor med okända regressionskoefficienter. Modellen
är semi-parametrisk i den mening att inget antagande görs om h0 (t)
(icke-parametrisk del) men antar parametrisk form för kovariaterna
(parametrisk del).
Den tillhörande händelsefunktionen har följande relation
S(t|x) = S0 (t)β x
Vid anpassning av cox ph måste h0 (t) och β skattas. Cox [4] presenterade en metod kallad partial likelihood som gör det möjligt att
skatta β oberoende av h0 (t) och möjliggör inferens om regressionskoefficienterna.
Den partiala likelihooden för cox ph ges av
e β xi
β 0 xk
k∈Ri e
där xi är vektorn av kovariat för observation i som har en händelse vid
ti . Ri är riskmängden, de observationer som riskerar att få en händelse,
precis innan ti . Har man censurerad data är ekvationen
P e iβ 0 x
k∈Ri
där δi indikerar händelsen och är noll om ti är censurerad annars ett.
Förutom att partiala likelihooden skiljer sig för om data är censurerad
eller inte finns det andra ekvationer för om data har händelsetider som
är lika. Detta kallas för ties och skattningen kan då göras med antingen
Breslow eller Efron [24]. Det finns fler att välja mellan men dessa är
de mest populära och ges av
L1 (β) =
eβ si
β xk
där si =
e β xk −
k∈Yi
eβ xk
xj . Både Breslow och Efron är approximationer av
Coxs egna partiala likelihood för ties som kallas Exact. Denna är dock
beräkningsmässigt kostsam. Breslow är lättast att beräkna men blir
mer biased om det finns många ties. Då är Efron att föredra för den
ger en närmre skattning på Exact [27]. Tabell 1.4 sammanfattar när
de båda metoderna kan vara att föredra.
Tabell 1.4: Ties
Samplingsstorlek
Antal ties
Breslow/Efron
För att skatta β maximerar man log-likelihood funktionen, även kallat
maximum likelihood estimation eller mle [9]. Detta kan göras med
Newton-Raphson metod [24][15]. Dock är inte den partiala likelihooden
en riktig mle eftersom man inte skattar H0 (t).
Modellvalidering och kontroll av antagande
Ett krav på cox ph är att händelsefunktionerna för två kovariater måste ha hazarder som är proportionella mot varandra och vara konstant
över tid. En metod att kontrollera antagandet är Schoenfeld residualer [30]. Residualerna är definierade för varje observation som har en
händelse och om antagandet är giltigt för en kovariat är residualen för
den kovariaten inte korrelerad med tiden. Nollhypotesen är att korrelationen mellan Schoenfeld residualerna och händelsetiden är noll. Det
kontrolleras genom att undersöka om följande summa blir noll.
δi xij − aij
xjk eβ xk
Vid validering av modell kan analys av Cox-Snell residualer användas
och är definierad som [5]
c (t ) = H
c (t ) = − log Ŝ (t )
rci = eβ̂ xi H
c (t ) är en skattning av baslinjehazarden vid tid t . Vidare låt
där H
SR (r) vara händelsefunktion för Cox-Snell residualen rci så
e−x dx = e−r
HR (r) = − log SR (r) = − log e−r = r
SR (r) =
fR (x)dx =
Genom att plotta H(rci ) mot rci bör man, om modellen är väl anpassad, få en kurva som är rak med ett i lutning och inget intercept
Med Schoenfeld residualerna testar man antagandet att kovariaterna
är okorrelerad med tiden medan Cox-Snell residualerna testar antagandet att varje observations hazard är proportionell med varje annan
Är ingen av antagandena giltiga kan man inte använda sig av cox ph
som den är beskriven i uppsatsen eftersom modellen tenderar att överoch underskatta regressionskoefficienterna. Det är mest problematiskt
vid prediktionssyfte men det finns lösningar på detta. Den vanligaste
lösningen är att introducera tidsberoende kovariater men detta tenderar till att överanpassa modellen. Schemper [28] undersökte flera alternativ och kom fram till att weighted cox proportional hazard (wcr)
var lämpligast att använda i de flesta fall. Definitionen skrivs inte ut
här på grund av dess komplexitet. Den definieras av [29].
Tolkning av cox ph gör man genom att titta på regressionskoefficienterna för varje kovariat där positiva värden betyder att kovariaten
bidrar till en högre hazard och negativa värden betyder att kovariaten
bidrar till en lägre hazard. En högre hazard betyder att en överklagan
avslutas fortare.
Accelerated Failure Time (aft) är en fullt parametrisk modell som
kan användas när inte antagande i cox ph är uppfyllt eller i konjunktion med cox ph då de inte mäter samma sak. I cox ph är
effekten av kovariaterna att multiplicera hazarden med en konstant,
vilket gör den svårtolkad. I aft mäts effekten av kovariaterna direkt
på händelsefunktionen [31] och antas antingen snabba på eller förlänga
händelsetiden med en konstant faktor. Modellen ges av [34][3]
S(t|x) = S0 (
där S0 (t) är baslinje händelsefunktionen och η är accelerationsfaktorn,
den faktor som snabbar på eller förlänger händelsetiden. Denna faktor
η(x) = eαx
Relationen mellan händelsefunktionen och hazardfunktionen för aft
h(t|x) =
Den loglinjära formen för aft med avseende på tid är
log Ti = µ + β1 X1i + β2 X2i + · · · + βp Xpi + σεi
vilken är den mest vanliga formen för aft. µ är interceptet, σ är en
skalningsparameter [9] (för många fördelningar är detta standardavvikelsen) och εi är en stokastisk variabel med en bestämd fördelning.
För denna fördelning finns en motsvarande fördelning för T . Den fördelning man modellerar efter är T och inte fördelningen för εi eller
Det finns ett flertal fördelningar man kan välja mellan [24]. De vanligaste fördelningarna är Weibull, exponential, log-normal, log-logistic
och generalized gamma (gamma). Den sistnämnda kan vara att föredra
då Weibull, exponential och log-normal är specialfall av gammafördelningen. Täthetsfunktionen för gammafördelningen är
ρλργ ργ−1 −(λt)ρ
Γ(γ)
för t > 0, γ > 0, λ > 0, ρ > 0.
Gammafördelningen blir exponentialfördelningen när γ = ρ = 1, Weibullfördelningen när γ = 1 och log-normalfördelningen när γ → ∞.
Anpassning av aft sker genom mle för likelihoodfunktionen
L(β, µ, σ) =
oδi n
fi (ti )
o1−δi
där fi (ti ) är tätethetsfunktionen och Si (ti ) är händelsefunktionen för
observation i vid tidpunkt ti och δi indikerar censurering.
Validering av aft kan göras genom jämförelse av fördelningen för
Cox-Snell residulerna och enhetsexponentialfördelningen (exponentialfördelning med ett i medelvärde). Cox-Snell residualen för observation
i i modellen med händelsetid ti är
c |x ) = − log Ŝ(t |x )
rci = H(t
där Ŝ(ti |xi ) är den skattade händelsefunktionen för den anpassade
modellen. Denna händelsefunktion ges av
Ŝi (t) = Sεi
log t−µ̂−β̂xi
log t − µ̂ − β̂xi
= rs i
där β̂, µ̂ och σ̂ är skattningarna av β, µ och σ. Sεi (ε) är händelsefunktionen för εi och rsi är en standardiserad residual som tar hänsyn
till fördelningen. Genom att plotta log − log S(rci ) mot log rci bör
man, om modellen är väl anpassad, få en kurva som är rak med ett i
lutning och inget intercept. För en given aft-modell leder detta till
något som kallas för deviance residualer. Dessa residualer kan plottas
mot kovariaterna för att undersöka om det för någon kovariat inte är
en bra anpassning av modellen.
Även om gammafördelningen täcker in flera andra fördelningar kan det
ibland vara lämpligt att modellera utifrån andra fördelningar. För att
jämföra de olika modellerna kan man använda Akaike’s information
criterion (aic) [21] givet av
AIC = −2 ln L + 2(k + c)
där ln L är log-likelihood, k antalet kovariater och c antalet modellspecifika parametrar, i fallet gammafördelningen är c = 3 (β, γ och λ).
Den sista termen är ett straff för om icke-prediktiva parametrar tillförs
modellen. Ju lägre aic är desto bättre är modellen (i jämförelse med
aic för en annan modell). En svårighet med aic är när två modeller
har aic som är väldigt nära varandra, det finns nämligen inget statistiskt test för jämförelse av flera aic. En tumregel kan då användas.
Låt aicmin vara modellen med lägst aic och aici vara aic för modell
i. Om aici − aicmin > 10 kan modell i förkastas [2].
För att testa modellens prediktiva precision kan man reservera en del
av data som inte kommer att användas till anpassning av modellen.
Det kan göras med ett obundet slumpmässigt urval (OSU). Den data
som kom med i urvalet tas bort från arbetsmängden och används sedan
vid validering. Med residualerna av prediktionen för den reserverade
datamängden kan root mean squared error (rmse) räknas ut vilket
ger ett genomsnittligt mått på hur fel modellen har. rmse ges av
(t̂i − ti )2
där t̂i är den skattade tiden för observation i. Är variationen i data
stor men uteliggarna få kan man använda Normalized rmse (nrmse)
som ger en proportion av hur stor residualvariansen är där lägre värden
är bättre och grovt sagt är 100 ∗ (1 − nrmse) prediktionssäkerheten i
Tolkningen av aft görs genom att titta på regressionskoefficienterna
för kovariaterna. Värdet på koefficienten multipliceras med kovariaten
och adderas till tiden. Värden under ett indikerar att händelsetiden
förkortas och värden över ett indikerar att händelsetiden förlängs.
En metod som inte togs upp i början av avsnitt 1.5 är multi-state models (msm) [25]. Den bygger vidare på cox ph men där varje kovariat
(och eventuellt flera) i cox ph modellen är händelser i msm. Övergången från ett stadie till ett annat stadie är en händelse och därför kan det
i msm ske flera händelser för en observation innan den sista händelsen
inträffar. Speciellt användbar är denna modell för processer som följer
ett visst flöde och kan skifta i riktning, det vill säga ett stadie en observation redan varit på kan besökas igen. För överklagandeprocessen
illustreras msm i figur 1.5. msm ser ungefär likadan ut som cox ph
Figur 1.5: Illustrering av msm för överklagandeprocessen.
men här modelleras varje hazard enskilt för varje övergång enligt
Hij (t|x) = Hij,0 (t)eβi jx
för övergång i → j.
Utifrån figur 1.5 är en möjlig övergång 2 → 5.
De antaganden och metoder för validering av cox ph är samma för
msm men måste kontrolleras för varje hazard.
Fördelen med att använda msm över cox ph är att den tar hänsyn
till vilka vägar en observation tar innan den sista händelsen inträffar
Modellen som tas upp här bygger på cox ph men går mycket väl att
utveckla till additiva modeller som aft [20].
I kapitel 2 presenteras en genomgång för hur metoderna tillämpades
i den mån de användes. Resultatet av metodkapitlet finns i kapitel 3.
Samtliga metoder utfördes i programvaran R [26].
Utifrån de data som togs fram i avsnitt 1.4 har ytterligare databearbetning gjorts för att vara lämplig för varje metod.
k-m finns i paketet survival [32]. För vänstercensurerad data används paketet NADA [22] som bygger på survival. aft finns i paketen survival och flexsurv [17] där den senare används för gammafördelningen. För uppdelning av data i träningsmängd och testmängd
användes paketet caret [14]. Två msm användes och finns i msSurv
[13] som användes för sannolikhetsberäkningar samt mstate [8] som
användes för att räkna ut kumulativ hazard.
I appendix C visas all R kod för varje metod.
K-M för totaltid
Från data har händelsetiden räknats från inkomstdatum till domsdatum, i dagar. Denna variabel kallas för ’surv_time’. δ för data är 1
för alla observationer då alla observationer har fått en dom. Variabeln
kallas för ’delta’. Då denna arbetsmängd inte innehåller censurering
kan både mtte och mte räknas ut direkt på ’surv_time’ istället för
att använda ekvation 1.5 och ekvation 1.6 respektive.
Det finns ingen inbyggd funktion för att räkna ut H(t) i survival
utan den räknas ut enligt ekvation 1.2.
K-M för deltid
Det finns två deltider som är av intresse, de som mv kan påverka själva.
Dessa visades i figur 1.3 och är tid från inkommit till överlämning
till md. Denna variabel kallas för ’age’ och är räknad i antal dagar.
Den andra variabeln kallas för ’ytt’ och är tid från begärt yttrande
till skickat yttrande räknat i dagar. Kom ihåg från tabell 1.3 att det
saknas ett antal observationer för ’mdytt’ vilket medför censurering.
För de observationer som saknas har tiden satts från ’mdbyt’ till nästa
registrerade aktivitet, till exempel dom. Detta medför att variabeln är
vänstercensurerad. Det finns förekomster av att ’mdbyt’ saknas, tiden
är då tagen från registreringsdatumet för överklagan till ’mdytt’. Även
detta är vänstercensurering.
mtte och mte kan räknas ut direkt på deltiden ’age’. För ’ytt’ används ekvation 1.5 och ekvation 1.6 på S(t) eftersom detta är en skattning. H(t) är inte uträknat på deltiderna eftersom deltiderna inte modelleras i aft eller msm.
Kvalitetsbristen som nämns i avsnitt 1.4 medför ett val för vilken av
variablerna ’mdytt’ och ’mdbytt’ samt ’kallmf’ och ’gnmmf’ som ska
vara med i modellen. Hade data varit 1:1 skulle det inte spela någon
roll vilken som väljs, men inte båda då detta skulle innebär dubbletter
eftersom båda ger exakt samma information. Informationen som valts
att vara med i modellen är antalet registreringar av dessa variabler för
ett överklagande och inte deltid. Valet gjordes på ’mdytt’ som kallas
för ’ytt’ och ’kallmf’-’instmf’ som kallas för ’muf’ med anledning av
att antalet begärda yttranden speglar hur många yttranden som skickats till md även om denna information inte finns registrerad. Samma
motivering gäller för ’muf’. Variabeln ’age’ är beräknad som i 2.1 medan de kvalitativa variablerna är obearbetade. Variabeln ’surv_time’
är beräknad som ’surv_time’ i 2.1 minus ’age’ eftersom det är en
deltid av totaltiden.
De tidiga körningarna som gjordes gav över 500 kovariater. Anledningen till det är att en kvantitativ variabel är en kovariat medan en
kvalitativ variabel kan bli hur många kovariater som helst beroende på
hur många nivåer som finns. Ett exempel är variabeln ’md’, som har
fyra nivåer (md1, md2, md3 och md4), gav fyra kovariater namngivna
enligt variabelVärde med värden
mdM D1 = {
mdM D2 = {
mdM D3 = {
mdM D4 = {
Detta resulterade i en hopslagning av alla kovariater för varje variabel
baserat på andel förekomster i variabeln samt liknande kovariater till
exempel asylenheterna i Norrköping. Därefter grupperades övriga kovariater ihop om det fanns mindre än 1% förekomst i data. Kovariater
som hade mer än 5% förekomst slogs inte ihop med någon annan. Se
avsnitt 3.2 för de slutliga kovariaterna efter att modellen anpassats.
Data delades upp i en mängd för anpassning och en mängd för test.
Testmängden motsvarar 3% av data, cirka 11000 observationer. Normalt används större proportioner i uppdelningen men när datamängden är stor räcker det med en mindre andel. Fördelningarna som anpassades var gamma, weibull, lognormal, exponential, loglogistic, logistic
samt rayleigh.
När modellerna har anpassats jämförs aic för varje modell enligt ekvation 1.27. Modellen med lägst aic väljs och finns det kovariater som
inte är signifikanta kan dessa antingen slås ihop med någon annan
kovariat eller tas bort från modellen. Då fördelningen beror på kovariaterna måste alla modeller anpassas igen när kovariaterna ändras.
Totalt gjordes tre anpassningar.
Cox-Snell residualerna räknades ut enligt ekvation 1.24 och 1.26. Därefter räknades händelsefunktionen ut på dem och plottades mot varandra i enlighet med avsnitt 1.5.3 på sidan 19.
För att få ett mått på modellens prediktionsförmåga räknades nrmse
ut enligt ekvation 1.28 och 1.29. Det ger ett mått på just den modellens prediktionsförmåga på just den testmängden. För att få ett mer
robust mått delades arbetsmängden upp i tio lika stora delar där varje
del var testmängd en gång och de övriga nio applicerades modellen på
med samma parametrar som den accepterade modellen. Detta upprepades tio gånger vilket totalt blev 900 modeller och 100 testmängder.
Därefter togs medelvärdet på nrmse för alla modeller.
Både msSurv och mstate kräver att data har ett speciellt format.
Istället för en rad per överklagande har man flera rader per samma
överklagan. Antalet rader per överklagande beror på hur många övergångar ett överklagande gjort. I datamängden numrerades varje stadie enligt figur 1.5 och övergången från ett stadie till ett annat är en
rad. Vidare finns start och stopptid där skillnaden i datum från ett
stadie till ett annat är stopptiden och starttiden är föregående övergångs stopptid förutom när övergången är från första stadiet till nästa
stadie då starttiden är noll. Metodiken i mstate kräver även extra
kolumn där varje möjlig övergång är numrerad från 1 till 19 motsvarande numreringen i tabell 2.2. Vidare finns även id som identifierar
samma observation på flera rader. Se tabell 2.1 för ett kort utdrag.
Tabell 2.1: MSM data
Man måste även definiera en tvåvägstabell där de möjliga övergångna
är definierade. Dessa visas i tabell 2.2 där 0 markerar en ogiltig övergång. Det försvann 20 000 observationer från datamängden som inte
hade giltiga övergångar.
För mstate anpassas msm i kombination med cox ph i survival.
Inget antagande om proportionell baslinjehazard behövs göras. Det
uppnås genom att stratifiera för varje övergång. Stratifieringsvariabeln är trans i tabell 2.1. Proportionalitet behöver heller inte vara
uppfyllt eftersom inga kovariater har angetts. När cox ph har anpassats för varje övergång sammanfattas detta som en msm med hjälp av
mstate. Det som modelleras här är hazarden för varje övergång. För
msSurv behöver man bara ange datamängden och övergångsmatrisen.
Den sistnämnda används för att få fram övergångssannolikheter.
Tabell 2.2: Övergångsmatris
I figur 3.1 visas händelsefunktionen för alla avslutade överklaganden.
Eftersom det inte finns någon censurering för dessa data har inte händelsefunktionen skattas utan den speglar hur det faktiskt såg ut för
överklaganden perioden jan 2010 till maj 2014. Figur 3.1c visar på
att 71% av alla överklaganden avslutas inom ett halvår och figur 3.1d
visar på 96% inom ett år. I tabell 3.1 visas tiden (t) för olika mått och
vad händelsefunktionen samt riskmängden (R) är för dessa tider. Där
visas att det återstår 13690 ärenden efter ett år motsvarande 3% av
totalen. Vidare är mte 121 dagar samt mtte är 138 dagar.
I figur 3.2a ser man hazardfunktionen som ser ut att vara någorlunda
proportionell mot tiden. Att hazardfunktionen ser ut att vara proportionell mot tiden syns tydligare i figur 3.2b där hazarden för varje unik
(a) Skärning av mte på S(t)
(b) Skärning av mtte på S(t)
(c) Skärning på S(t) för sex
(d) Skärning på S(t) för ett år
Figur 3.1: Kaplan-Meier för totaltid
Tabell 3.1: Totaltid
137.3625
0.4348449
0.2882447
0.03589664
tidsenhet visas oberoende av vad ti−1 var. Hazarden ackumuleras för
varje ökning i tid och första gången man kan förvänta sig att ett ärende avslutas (H(t) = 1) är efter 151 dagar vilket är större än både mte
och mtte. Hazarden för sex månader (t = 183) är 1.2, något större.
För ett år (t = 365) är hazarden 3.3 med en skillnad på 2.1. Sett
på första halvåret kan man tolka att motsvarande hazard för andra
halvåret är 2.1, nästan dubbelt så stort.
(a) Kumulativ hazard
Figur 3.2: Kumulativ hazard och momentan hazard
I figur 3.3 och 3.4 visas händelsefunktionen för deltiderna. Till skill-
nad från totaltiden är dessa strikt fallande på en kort period. Inom
20 dagar har 95% av alla yttranden skickats och inom 11 dagar har
95% av alla överklaganden överlämnats till md. I deltiden ’ytt’ finns
det 7% vänstercensurerade observationer och det är i stor grad dessa observationer som står för de långa händelsetiderna. Censurerade
observationer är markerade på händelsefunktionen i figur 3.3 med ett
+. De skattade tiderna för mte och mtte för ’ytt’ är 7 och 8 dagar
respektive. De exakta tiderna för ’age’ är 1 och 3 dagar respektive.
När mtte har passerat för ’age’ återstår det 17% medan motsvarande siffra för ’ytt’ är 40%. Resultaten är sammanfattade i tabell 3.2
Figur 3.3: Kaplan-Meier för deltiden ytt
Figur 3.4: Kaplan-Meier för deltiden age
Tabell 3.2: Deltid
I tabell 3.3 visas fördelningarnas parameterskattning samt modellernas aic. Som synes hade modellen baserad på gammafördelningen
lägst aic med en skillnad på mer än 10 jämfört med näst lägst aic som
är weibullfördelningen. Alla fördelningar förutom gammafördelningen
kördes från paketet survival medan gammafördelningen kördes från
flexsurv. Ett stort problem med detta är att gammamodellen tog
två arbetsdagar att anpassas i jämförelse med tio sekunder för de andra modellerna. Detta är orealistiskt i en verksamhet där tid är viktigt.
Ett annat problem med gammamodellen är att det finns ingen automatisk funktion för att predicera tid. Varje kombination av kovariat är en
modell och då det finns 53 kovariater i den anpassade gammamodellen
medför detta över 65000 modeller. Tittar man på γ i tabell 3.3 ligger
den nära ett och som beskrivet i avsnitt 1.5.3 är gammafördelningen
med γ = 1 weibullfördelningen. Beslutet blev därför att gå vidare utifrån weibullmodellens resultat. En hint om att weibullmodellen kan
vara ett lämpligt alternativ visas i figur 3.5 och 3.6 där gammafördelningen och weibullfördelningen har anpassats på enbart händelsetiden.
Där visas empirisk täthetsfunktion mot teoretisk tätetsfunktion, empirisk kvantitet mot teoretisk kvantitet, empirisk sannolikhetsfördelning
mot teoretisk sannolikhetsfördelning samt empirisk sannolikhet mot
teoretisk sannolikhet har plottas.
Figurerna visar på att weibullfördelningen är anpassad till händelsetiden nästan lika bra som gammafördelningen är.
Weibullmodellen hade sju icke-signifikanta kovariater efter första körningen. Dessa var fsf och ossf i tabell 3.8 som slogs ihop med assf
till sf. apfl, apga och apma som slogs ihop till ap i tabell 3.6 samt
bbno och bb som slogs ihop med varandra till bb.
Figur 3.5: Generalized gamma
Figur 3.6: Weibull
4104300
µ=5.207
µ=5.142
µ=5.158
µ=5.076
µ=5.081
µ=4.920
µ=5.082
µ=4.964
µ=167.972
µ=153.124
µ=5.251
µ=5.199
µ=5.180
σ=0.686
σ=0.822
σ=0.436
σ=45.699
σ=45.738
σ=0.668
Tabell 3.3: Modellanpassning
Weibull†
Weibull‡
WeibullExponential†
Exponential‡
Log-normal†
Log-normal‡
Log-logistic†
Log-logistic‡
Logistic†
Logistic‡
Rayleigh†
Rayleigh‡
Gamma‡
Första modellanpassning
Andra modellanpassning
Tredje modellanpassning
γ=0.983
γ=0.984
Ickesignifikanta
kovariater
De sista icke-signifikanta kovariaterna var orvrig i sistnämnd tabell
samt ovrig i tabell 3.7 och lämnades som dem var. Den andra körningen på de nya kovariaterna ledde till ett högre aic för samtliga modeller.
Weibullmodellen har dock fortfarande lägst aic bortsett från gammamodellen. Inför den tredje körningen slogs apbd ihop med ap och mo
ihop med ovrig i tabell 3.6. Efter den tredje körningen skiljde sig aic
bara med tre och med ett högre aic än den första körningen för weibullmodellen. Den slutliga modellen som valdes blev weibullmodellen
i första körningen.
För att validera modellen räknar man ut Cox-Snell residualerna enligt
ekvation 1.24 som för weibullmodellen blir
b )} = −logS (r ) = ersi
rci = −log{S(t
εi si
och händelsefunktionen enligt ekvation 1.25. I figur 3.7 har dessa plottats mot varandra tillsammans med en linje som har ett i lutning och
inget intercept. Resultatet visar på att modellen har anpassats väl på
data. Deviationen i nedre och övre delen beror på uteliggare som har
extremt korta respektive långa händelsetider. Deviationen ger insikt
om att modellen förmodligen inte kommer att vara bra på att predicera överklaganden som tar väldigt kort eller väldigt lång tid. Sådana
tider hör inte till vanligheten och ses därför inte som något problem
och modellens anpassning accepteras.
I tabell A.1 i appendix A visas resultatet av skattningen av weibullmodellen. Tabellen visar kovariaternas logaritmerade accelerationsfaktor
där negativa värden innebär minskad tid och positiva värden innebär
ökad tid. Värdena i parenteserna är standardavvikelsen. Konstanten
kan ses som ett referensöverklagan motsvarande kovariater med värden enligt tabell 3.4. Detta referensöverklagan är inte nödvändigtvis
en möjlig kombination.
log (- l og S^ (r c i ))
l og r c i
Figur 3.7: Logaritmerad kumulativ hazard mot logaritmerad
Referensöverklagan tar 182 (e5.207 ) dagar att avsluta och är längre än
både mte och mtte.
Tabell 3.4: Referensöverklagan
Av domstolarna är det md1 som är långsammast, cirka 30% långsammare än övriga domstolar. Snabbaste domstolen är md3 (40% snabbare) tätt följt av md4 (36% snabbare). md2 är endast 11% snabbare. En
möjlighet till varför md1 är mycket långsammare kan vara för att dem
får 53% av alla överklaganden, fördelningen för resterande överklagande visas i tabell 3.5. Proportionerna är avrundade till tre decimaler
Tabell 3.5: Domstolarnas överklagandefördelning
varför summan inte blir ett.
För varje muntlig förhandling som genomförs ökar tiden med 12% och
för varje yttrande som begärs och skickas till domstol ökar tiden med
30%. Den senare är mer anmärkningsvärd eftersom det är något som
mv kan påverka. Begär domstolen tre yttranden vid tre olika tidpunkter har tiden ökat med mer än det dubbla. För referensöverklagan
betyder det att det skulle ta 400 dagar att avsluta.
Kovariaten age, som är tiden för hur länge överklagandet ligger hos
mv, har per 1 enhet en väldigt liten påverkan på tiden (0.5%). Den är
signifikant trots sin låga påverkan. Däremot kan denna kovariat variera väldigt mycket i storlek, om än väldigt sällan, och ge en väldigt hög
accelerationsfaktor. Om ett ärende ligger hos mv i 1000 dagar innan
det hamnar hos md ökar det tiden med 14700%. Detta resultat tyder
på att aft modeller straffar kovariater som har väldigt hög variation
betydligt mer än kovariater med låg variation. Ett förtydligande av
detta resultat ges i exempel 3.1 och 3.2.
Ett överklagande kommer in med värden enligt tabell 3.4 men ’ytt’
är lika med 5. Det resulterar i ett överklagande som tar 680 dagar.
Ett överklagande kommer in med värden enligt tabell 3.4 men ’age’
är lika med 5. Det resulterar i ett överklagande som tar 183 dagar.
Dessa exempel visar på att samma storlek på enheten för de två kovariaterna ger stora skillnader i tid. Sett per en enhet kan man därför
tro att antal yttranden har betydlig större påverkan på tiden än hur
länge överklagandet ligger hos mv. Det stämmer inte därför att sett på
data är 5 yttranden lika ovanligt som att överklagandet ligger hos mv
i 800 dagar. I kontrast betyder detta att 5 yttranden motsvarar 800
dagar hos mv och motsvarar, i enlighet med referensöverklagan, ett
överklagande som tar 13720 dagar. Denna skillnad är betydligt större
än exempel 3.2. Författaren vill därför påpeka att det kan vara lämpligt att normalisera kovariaterna för att lättare kunna jämföra deras
accelerationsfaktor.
De övriga kovariaterna påverkar inte tiden utifrån vad mv eller md gör
utan talar mer om vilket typ av ärende som går fortast att hantera
respektive långsammast. Däremot går det att indirekt avtyda vilken
enhet eller vilken typ av enhet som påverkar det preliminära arbetet
inför överlämnandet till md för ett givet ärende. Det preliminära arbetet kan i princip vara vad som helst och det enda preliminära arbetet
som är en kovariat i modellen är age. Ett hypotetiskt preliminärt arbete som görs är en enhet som antecknar alla uppgifter om överklagandet
digitalt och skickar över det till md med e-post medan den andra enheten antecknar det med skrivstil på ett papper och skickar med post.
Den snabbaste enheten med hänsyn till detta är DUB-enheterna. Den
långsammaste enheten är U-enheterna som är ambassader. De snabbaste grupperna (ap eller bb) är bb-enheterna som jobbar med tillstånd.
Se appendix B för en förklaring av dessa förkortningar. I tabell 3.6
syns det att de flesta överklaganden kommer från asylenheterna i Göteborg (apgo), Malmö (apma) samt Stockholm (apst). Två saker att
notera är att överklaganden från asylenheterna i Boden (apbd) har en
större andel än inkomna överklaganden till domstolen i Luleå (md4).
Liknande gäller för asylenheterna och tillståndsenheterna i Stockholm
där överklaganden står för mindre än hälften av alla inkomna överklaganden till domstolen i Stockholm (md1).
Tabell 3.6: Enheters överklagandefördelning
Vilket land kunden kommer ifrån har inte någon större påverkan på
tiden. Däremot minskar tiden med 20% om kunden kommer ifrån Serbien. Det trots att de är relativt många som överklagar i jämförelse
med övriga länder, se tabell 3.7. Det är svårt att säga vad detta beror på men kan ha att göra med att Serbien tillhör Europa och dessa
överklaganden kan vara lättare att hantera.
Ärendet som tar längst tid är mb (medborgarskap) som fördubblar
tiden medan snabbaste ärendet, v-ut (verkställighetshinder), halverar
tiden. De övriga ärendena har i stor utsträckning att göra med asyl.
Det kan vara motsägelsefullt att medborgarskapsärenden ökar tiden
medan om ett ärende har att göra med medborgarskap minskar tiden,
kodmedborgarskap i tabell A.1. Det är det inte eftersom ett ärende
Tabell 3.7: Länders överklagandefördelning
Tabell 3.8: Ursprungsärendens överklagandefördelning
som har att göra med medborgarskap inte nödvändigtvis behöver vara
ett medborgarskapsärende. I tabell 3.8 visas andelen av varje ärende
Asylärenden går relativt fort trots att asylärenden står för 40% (se
tabell 3.9) av alla överklaganden. Just att dem är så många kan vara
anledningen till att det går fort.
Tabell 3.9: Ärendetypers överklagandefördelning
EjTillamp
Verkstallighet
Modellens prediktionsförmåga visar på ett rmse som är 90 dagar. Det
är väldigt stort men figur 3.7 visade på att snabba och långsamma
ärenden kan vara svårare att predicera. Genom att normalisera på
största och minsta tid i testmängden fås ett mer robust mått. nrmse
blev då 0.12 vilket är 12% oförklarad residualvarians och ungefär 88%
prediktionssäkerhet. rmse och nrmse som räknades ut från de 900
modeller som anpassades på sidan 26 blev 90 dagar respektive 0.15.
Man kan därför förvänta sig minst mellan 10%-15% residualvarians i
framtida prediktioner. Se tabell 3.10 för ett aktuellt öppet ärende. Ett
Tabell 3.10: Öppet ärende
95% prediktionsintervall för denna observation är
14.620 ≤ 170.574 ≤ 408.096
med en osäkerhet på 43% ( 408.096−14.620
). Ett prediktionsintervall med-
för en mycket större osäkerhet då den tar hänsyn till att kovariaterna
kan förändras med tiden. Vet man de facto att ärendet kommer att se
ut som i tabellen kan man använda sig av ett konfidensintervall vilket
skulle gett en betydligt lägre osäkerhet.
I msm går det att modellera överklagandeprocessens komplexitet bättre än i aft. Av 19 övergångar som definierades är tre stycken kovariater i aft, dessa är (med hänvisning till figur 1.5) age som är
inkom → registrerad, ytt som är mdbyt → mdytt och muf som är
kallmf → gnmmf . Nackdelen med msm är att det inte går att predicera tid. I figur 3.8 visas kumulativ för varje hazard. Raka streck
i x-led fram till nästa ökning i y-led betyder att det inte finns några
observationer vid de tidpunkterna. Det man letar efter är hög ökning
i hazard på kort tid. Tiden är från inkommit till dom. Tolkningen
av det är att övergångens effekt får överklagan att avslutas tidigare.
Tydligt är det att muf har högst hazard på kortast tid. I aft hade
muf en lägre effekt på tiden än ytt men samtidigt så är det vanligare att man genomför fler yttranden än muntliga förhandlingar. Detta
är dock inget mv kan påverka. Utifrån den synpunkten finns det tre
övergångar som är relevanta. Dessa är inkom → reg, inkom → mdytt,
som är samma som inkom → reg med skillnaden att mv skickar med
ett yttrande vid överlämnandet, och mdbyt → mdytt. Den första av
dessa tre (kovariaten age i aft) är självklar därför att om md över
huvud taget ska kunna ta något beslut måste överklagan överlämnas.
Däremot ökar hazarden långsammare efter runt 50 dagar vilket betyder att ett snabbt överlämnande har betydelse. inkom → mdytt har
en större betydelse, den ökar strikt på kort tid och avtar inte i ökning lika långsamt som inkom → reg. Övergången mdbyt → mdytt
har högst hazard. Den sträcker sig över en längre period än de övriga.
Denna övergång kan ske flera gånger per överklagande vilket tyder på
att den höga hazarden beror på hur många yttranden som behövs. Att
det kan behövas flera yttranden och hazarden ökar långsamt över en
längre tid kan tolkas som att det första yttranden som md mottog
inte var tillräckligt för att kunna ta ett beslut och därför begärt ett
Övergången kallmf → instmf ökar också strikt på kort tid. Detta
betyder inte att md bör ställa in sina muntliga förhandlingar utan
tolkningen är att om ingen muntlig förhandling genomförs minskar
inkom->reg
inkom->mdytt
reg->mdbyt
reg->mdytt
reg->kallmf
reg->dom
mdbyt->mdytt
mdbyt->gnmmf
mdytt->mdbyt
mdytt->kallmf
mdytt->dom
kallmf->instmf
kallmf->gnmmf
instmf->mdbyt
instmf->kallmf
instmf->dom
gnmmf->mdbyt
gnmmf->kallmf
gnmmf->dom
Figur 3.8: msm: kumulativ hazard för varje övergång
tiden eftersom en muntlig förhandling tar tid att genomföra. Generellt
sett ser man att övergångar som slutar i mdytt eller gnmmf har den
hazard som ökar mest på kortast tid. Tolkningen av det är att md
behöver mer information än vad som getts vid överlämnandet med
undantag för övergången inkom → mdytt.
mdbyt->mdytt mdbyt->gnmmf mdytt->mdbyt
kallmf->instmf kallmf->gnmmf instmf->mdbyt instmf->kallmf
gnmmf->mdbyt gnmmf->kallmf gnmmf->dom
Figur 3.9: Övergångssannolikhet för msm
I figur 3.9 visas hur sannolik varje övergång är per tid. Övergången
reg → dom är en av dem mest sannolika men sett från figur 3.8 också
en av dom som har långsammast hazard. Något som tyder på att överlämning direkt till dom inte går fort. Övergången mdytt → dom har
även den väldigt hög övergångssannolikhet. Utifrån detta kan man se
att för att en dom ska inträffa bör en muntlig förhandling genomförts
eller ett yttrande skickats. Något som stärker antydan om att informationen vid överlämnandet inte är tillräcklig. Övergången mdytt → dom
har däremot en långsammare hazardökning än gnmmf → dom. Data visar dock på att muntliga förhandlingar sker i större utsträckning
efter yttranden vilket tyder på att yttranden inte medför tillräckligt
Övergången mdbyt → mdytt har högst sannolikhet tidigt i processen.
Samtidigt har inkom → mdytt och reg → mdytt också hög sannolikhet tidigt vilket tyder på att att yttranden tidigt i processen har
I figur 3.10 visas frekvensen av vilket stadie överklagandet befinner sig
i per tid. Förutom de givna stadierna som måste ske, registrering, en
överlämning till md och dom, ett beslut från md har mdytt (md får
ett yttrande) högst upptagande.
Figur 3.10: Upptagande för varje stadie i msm
Överlevnadsanalys är ett stort ämnesområde och det finns betydligt
fler metoder att välja mellan än de som togs upp här. De som valdes
gjorde det för att dem verkade mest relevanta för att kunna besvara
frågeställningen. En msm som bygger på aft hade förmodligen varit
den bästa metod att använda sig av men det finns ingen sådan implementerad i R. Andra metoder som kunde ha använts inkluderar
artificial neural networks som bygger på ett nätverk av möjliga vägar,
liknande msm, random survival forest som bygger på ett flertal beslutsträd och bayesian survival där man antar en a priori fördelning
som modellen bygger på innan man sett data och sedan uppdaterar
modellen med en posterior fördelning efter att data blivit känt.
Ett av dem större problemen som stöttes på var att en större mängd
data togs bort vilket till stor del berodde på yttranden. Vilket kan
ha haft påverkan på k-m och aft. Definitionen på antal yttranden är
diffus och det är möjligt att om dem hade räknats på ett annat sätt
att tidspåverkan för yttranden i aft blivit annorlunda. Det är även
möjligt att mte och mtte hade blivit något annat om tiden hade
räknats på ett annat sätt. I msm försvann även där en större mängd
data på grund av ogiltiga övergångar. Man hade kunnat tillåta alla
övergångar men författaren gick efter hur överklagandeprocessen är
definierad. Det hade även kunnat påverka resultatet då man inte vet
om dem ogiltiga övergångarna beror på att mv missat att registrera
en händelse eller om dem ogiltiga övergångarna faktiskt skett. Mycket
av det här kan bero på att det nya sättet att registrera yttranden och
muntliga förhandlingar bara existerat i tre år och därmed kanske inte
helt etablerad.
Problemet med att mäta hur bra en modell är på att prediktera nya
observationer är att det finns många metoder att välja mellan, med
varierande svagheter och styrkor. I uppsatsen valdes rmse och nrmse
varav den första är känslig för uteliggare. Båda måtten ger ingen garanti och kan vara svåra att tolka. rmse blev 90 dagar men det betyder
inte att modellen har fel på 90 dagar i prediktionerna utan säger oss
mer om hur stor residualvariansen är. nrmse kan vara lättare att ta
till sig då den förklarar hur stor variansen är i form av en proportion.
Ett alternativ hade varit att dela upp data i tre delar, arbetsmängd,
testmängd och valideringsmängd. Testmängden används för att se hur
bra modellen anpassades på arbetsmängden, vilket kan leda till att
modellen anpassas flera gånger med olika parametrar för att slutligen
valideras med valideringsmängden. Detta gjordes inte.
Tillvägagångssättet för hur metoderna applicerades på data hade kunnat göras annorlunda. Man hade kunnat göra en modell för överklaganden med yttranden och en för överklaganden utan yttranden. Ett
problem med detta är att man inte vet om ett överklagande kommer
att behöva ha ett yttrande. Det skulle kunna lösas med en tredje
modell som predikterar om ett överklagande kommer att behöva ett
yttrande alternativt hur många.
mv har som ett generellt mål för alla processer att ett ärende inte
ska ta mer än sex månader. Resultatet från avsnitt 3.1 visade att
både mtte och mte är under 180 dagar för totaltiden. Ledtiderna
har ingen utsatt måltid men ett mte på ett respektive sju dagar för
ledtiden inkommit till överlämning samt ledtiden begärt yttrande till
skickat yttrande kan anses som lågt sett till totalen. Det finns mycket
censurering i sistnämnd ledtid vilket bidrar med en viss osäkerhet.
Trots att tiden är låg för denna ledtid kan den, som nämnts tidigare,
ske flera gånger för ett överklagande vilket i sin tur påverkar totaltiden. I avsnitt 3.2 visade sig att den har en väldigt hög påverkan på
tiden. Ledtiden kallelse till muntlig förhandling till genomförande har
också en hög påverkan på tiden men detta inträffar för det mesta efter att md mottagit ett yttrande. Bakgrundsfaktorerna har varierande
påverkan på tiden. Anknytningsärenden verkar vara de som tar längst
tid att överklaga medan vilket land kunden kommer ifrån har mindre
betydelse. Ledtiden inkommit till överlämning har liten påverkan på
tiden men kan anta stora värden, något som inte är vanligt.
I avsnitt 3.3 kunde man se att det är betydligt vanligare att md mottager yttranden än att muntliga förhandlingar genomförs. Som nämndes
tidigare sker muntliga förhandlingar normalt efter yttranden vilket är
tecken på att informationen från yttranden inte är tillräcklig. Det är
mer sannolikt att en överklagan avslutas fortare om md får ett yttran-
de och en överlämning med ett yttrande har en stor effekt på tiden.
Att md begär fler yttranden eller att mv skickar fler yttranden minskar i sannolikhet desto längre en överklagan tar men det är fortfarande
väldigt vanligt att man begär fler än ett yttrande per överklagan. Sett
utifrån data har ett överklagande som haft ett yttrande inblandat haft
det i genomsnitt tre gånger och sett utifrån alla överklaganden är ett
yttrande inblandat i två av tre överklaganden. Allt detta tyder på att
yttranden har en stor påverkan på tiden, både negativt och positivt.
Ett yttrande gör att domen kommer fortare samtidigt som fler yttranden per överklagande ökar tiden markant. Det mv kan göra är inte att
försöka skicka yttranden snabbare utan istället ta tid på sig att skicka
ett bra yttrande med mer information och skicka det i samband med
överlämningen. Det kan även vara lämpligt att lämna över lika många
överklaganden till varje domstol. md1 som är domstolen i Stockholm
är långsammast av alla domstolar men får samtidigt mer än hälften
av alla överklaganden.
Trots att gammamodellen hade lägst aic med den första uppsättningen av kovariater och den slutliga modellen använde sig av den första
uppsättningen valdes weibullmodellen. Det är för att gammamodellen
är beräkningsmässigt kostsam för stora mängder data och har heller
ingen inbyggd funktion för att predicera ny data.
Prediktionsmodellen som togs fram visar på att den förmodligen kommer att ge en överklagan som går fort en betydligt högre tid och en
överklagan som går långsamt en betydligt lägre tid än de faktiska tiderna. Det ger ett högt prediktionsfel vilket man kunde se på rmse.
nrmse däremot tar hänsyn till detta och visade på en prediktionssäkerhet på 88%. Modellen kommer dock att göra bäst ifrån sig för tider
som ligger nära mte.
När mv ska föra statistik över överklaganden kan det vara lämpligt
att visa mte och mtte för varje domstol. Det kan även vara lämpligt
att dela upp på vilken grupp ärendet tillhör (Anknytning, Asyl och
så vidare). Mest relevant är att visa antal yttranden per överklaganden då denna har störst påverkan på tiden. mv måste dock definiera
hur detta ska räknas. Går man efter antalet begärda yttranden som
i avsnitt 2.1 medför det censurerade värden. Går man efter antalet
skickade yttranden vet man inte hur många av dessa som domstolen
begärt. Det finns även övergång från begärt yttrande till genomförande av muntlig förhandling och då lämnar mv över yttranden i samband
med förhandlingen. Problemet med att räkna på antalet muntliga förhandlingar blir då att man inte vet hur många av dessa som yttrande
[1] Baptiste Auguie.
gridExtra: functions in Grid graphics,
gridExtra. R package version 0.9.1.
[2] Kenneth P Burnham and David R Anderson. Model selection and
multimodel inference: a practical information-theoretic approach.
Springer, 2nd edition, 2002.
[3] David Collett. Modelling Survival Data in Medical Research.
[4] David R Cox. Partial likelihood. Biometrika, 62(2):269–276, Aug.
[5] David R Cox and E Joyce Snell. A general definition of residuals.
Journal of the Royal Statistical Society. Series B (Methodological), 30(2):248–275, 1968.
[6] Datainspektionen.
Personregistrering i Sverige.
(19):18–19,
http://www.datainspektionen.se/Documents/
faktabroschyr-personregistrering.pdf.
27 maj, 2014.
[7] Cox R David. Regression models and life tables. Journal of the
Royal Statistical Society. Series B (Methodological), 34(2):187–
220, 1972.
[8] Liesbeth C. de Wreede, Marta Fiocco, and Hein Putter. mstate:
An R package for the analysis of competing risks and multi-state
models. Journal of Statistical Software, 38(7):1–30, 2011. URL
http://www.jstatsoft.org/v38/i07/.
[9] Morris H DeGroot and Mark J Schervish. Probability and statistics. Pearson, 4th edition, 2002.
[10] Marie Laure Delignette-Muller, Regis Pouillot, Jean-Baptiste Denis, and Christophe Dutang. fitdistrplus: help to fit of a parametric distribution to non-censored or censored data, 2014. R
package version 1.0-2.
[11] Simona Despa, (u. å). URL http://www.cscu.cornell.
edu/news/statnews/stnews78.pdf. Hämtad 2 juni, 2014.
[12] David Diez, (u. å).
URL http://anson.ucdavis.edu/
~hiwang/teaching/10fall/R_tutorial%201.pdf.
Hämtad 2 juni, 2014.
[13] Nicole Ferguson, Somnath Datta, and Guy Brock.
msSurv:
An R package for nonparametric estimation of multistate models. Journal of Statistical Software, 50(14):1–24, 2012. URL
http://www.jstatsoft.org/v50/i14/.
[14] Max Kuhn. Contributions from Jed Wing, Steve Weston, Andre
Williams, Chris Keefer, Allan Engelhardt, Tony Cooper, Zachary
Mayer, and the R Core Team. caret: Classification and Regression Training, 2014. URL http://CRAN.R-project.org/
package=caret. R package version 6.0-30.
[15] David González, Manuel Piña, and Luis Torres.
of parameters in cox’s proportional hazard model: Comparisons
between evolutionary algorithms and the newton-raphson approach. In MICAI 2008: Advances in Artificial Intelligence, 7th Mexican International Conference on Artificial Intelligence, Atizapán
de Zaragoza, Mexico, October 27-31, 2008, Proceedings. Springer,
[16] Marek Hlavac. stargazer: LaTeX/HTML code and ASCII text
for well-formatted regression and summary statistics tables. Harvard University, Cambridge, USA, 2014. URL http://CRAN.
R-project.org/package=stargazer. R package version
[17] Christopher Jackson. flexsurv: Flexible parametric survival models, 2014. URL http://CRAN.R-project.org/package=
flexsurv. R package version 0.3.
[18] Gerald Jurasinski, Franziska Koebsch, Anke Guenther, and Sascha Beetz. flux: Flux rate calculation from dynamic closed chamber measurements, 2014. URL http://CRAN.R-project.
org/package=flux. R package version 0.3-0.
[19] Edward L Kaplan and Paul Meier. Nonparametric estimation
from incomplete observations. Journal of the American statistical
association, 53(282):457–481, Jun. 1958.
[20] Niels Keiding, Jason P Fine, Oluf H Hansen, and Rémy Slama.
Accelerated failure time regression for backward recurrence times
and current durations. Statistics & Probability Letters, 81(7):
724–729, 2011.
[21] Michael H Kutner, Christopher J Nachtsheim, John Neter, and
William Li. Applied linear statistical models. McGraw-Hill, Irwin
New York, 5th edition, 2005.
[22] Lopaka Lee. NADA: Nondetects And Data Analysis for environmental data, 2013. URL http://CRAN.R-project.org/
package=NADA. R package version 1.5-6.
[23] Jeffrey Liker. The Toyota Way - Lean för världsklass. Liber AB,
[24] Melvin L Moeschberger and John P Klein. Survival analysis: Techniques for censored and truncated data. Springer-Verlag, New
[25] H Putter, M Fiocco, and RB Geskus. Tutorial in biostatistics:
competing risks and multi-state models. Statistics in medicine,
26(11):2389–2430, 2007.
[26] R Core Team. R: A Language and Environment for Statistical
Austria, 2014. URL http://www.R-project.org/.
[27] Thomas H Scheike and Yanqing Sun. Maximum likelihood estimation for tied survival data under cox regression model via emalgorithm. Lifetime data analysis, 13(3):399–420, 2007.
[28] Michael Schemper.
Cox analysis of survival data with non-
proportional hazard functions. Journal of the Royal Statistical
Society. Series D (The Statistician), 41(4):455–465, 1992.
[29] Michael Schemper, Samo Wakounig, and Georg Heinze. The estimation of average hazard ratios by weighted cox regression. Statistics in medicine, 28(19):2473–2489, 2009.
[30] David Schoenfeld. Partial residuals for the proportional hazards
regression model. Biometrika, 69(1):239–241, Aug. 1982.
[31] Peter J Smith. Analysis of failure and survival data. CRC Press,
[32] Terry M Therneau. A Package for Survival Analysis in S, 2014.
URL http://CRAN.R-project.org/package=survival.
R package version 2.37-7.
[33] Karl Wahlin, (u. å).
URL http://www.ida.liu.se/
~732G34/overlevnadsanalys.pdf. Hämtad 14 juni, 2014.
[34] LJ Wei. The accelerated failure time model: a useful alternative
to the cox regression model in survival analysis. Statistics in
medicine, 11(14-15):1871–1879, 1992.
[35] Hadley Wickham.
ggplot2: elegant graphics for data analy-
sis. Springer New York, 2009. URL http://had.co.nz/
ggplot2/book.
[36] Mark Stevenson with contributions from Telmo Nunes, Cord
Heuer, Jonathon Marshall, Javier Sanchez, Ron Thornton, Jeno
Reiczigel, Jim Robison-Cox, Paola Sebastiani, Peter Solymos, and
Kazuki Yoshida. epiR: An R package for the analysis of epidemiological data, 2014. URL http://CRAN.R-project.org/
package=epiR. R package version 0.9-58.
Resultat av weibullskattningen
Nedan visas tabellen för resultatet av weibullskattningen tillhörande
avsnitt 3.2. Tabellen är väldigt lång och har därför valts att läggas in
i detta appendix.
Tabell A.1: Weibullskattning
Tabell A.1 – fortsatt från föregående sida
mdMD3
mdMD4
areAVV
areFSF
−1.395∗∗∗
0.684∗∗∗
areOSSF
areOVRIG
areUAT
areUTV
areV-UT
kodArbetsmarknad
kodAsyl
kodEjTillamp
kodMedborgarskap
kodOvrig
−0.460∗∗∗
kodVerkstallighet
kodVisering
−0.155∗
enhetAPFL
enhetAPGA
enhetAPGO
enhetAPMA
enhetAPST
enhetAPUP
enhetBB
enhetBBGO
enhetBBMA
enhetBBNO
enhetBBOR
enhetBBST
enhetDUB
−1.839∗∗∗
enhetFP
enhetMM
enhetMO
0.024∗∗
enhetOVRIG
enhetU
landOvrig
landSerbien
landSomalia
5.207∗∗∗
−2,041,270.000
194,825.700∗∗∗ (df = 50)
Notation för kovariater
Betydelse för ursprungsärende
Alternativ statuskyddsförklaring
Betydelse för enheter
Asylenheterna i Boden
Asylenheterna i Flen
Asylenheterna i Gävle
Asylenheterna i Göteborg
Asylenheterna i Malmö
Asylenheterna i Stockholm
Asylenheterna i Uppsala
Övriga tillståndsenheter
Tillståndsenheterna i Göteborg
Tillståndsenheterna i Malmö
Tillståndsenheterna i Norrköping
Tillståndsenheterna i Örebro
Tillståndsenheterna i Stockholm
Dublinenheter
1 # pre
require(NADA)
require(flexsurv) # generalized gamma
require(flux)
require(msSurv)
require(mstate)
# end pre
21 ggplot(aft.data, aes(x=surv_time)) + geom_density()
23 # end density
26 # K-M
# Totaltid
km.data <- read.csv(".../KM_data.csv", header=T, sep=’;’) # read data
attach(km.data) # attach data
km.surv.obj <- Surv(surv_time,delta) # fit survival object
km.surv.fit <- survfit(km.surv.obj~1) # fit the survival function
H.hat <- -log(summary(km.surv.fit)$surv);
H.hat <- c(H.hat, H.hat[length(H.hat)]) # calculate the cum. hazard
35 match(1,round(H.hat,digits=1)) # find out out how many days when
cumulative hazard is 1
H.hat[183] # find out the hazard after 6mo
H.hat[365] # find out the hazard after 1yr
mttf <- mean(surv_time-1) # MTTF
mtf <- median(surv_time-1) # MTF
km.surv.fit[[6]][km.surv.fit$time==ceiling(mttf)] # S(t) for t=mttf
km.surv.fit[[6]][km.surv.fit$time==ceiling(365/2)] # S(t) for 6mo
km.surv.fit[[6]][km.surv.fit$time==365] # S(t) for 1yr
km.surv.fit[[3]][km.surv.fit$time==ceiling(mttf)] # Ri for t=mttf
km.surv.fit[[3]][km.surv.fit$time==ceiling(mtf)] # Ri for t=mtf
km.surv.fit[[3]][km.surv.fit$time==ceiling(365/2)] # Ri for 6mo
km.surv.fit[[3]][km.surv.fit$time==365] # Ri for 1yr
detach(km.data) # detach
pdf(file=’kmdel.pdf’)
## ytt
ytt.data <- read.csv(".../ytt_data.csv", header=T, sep=’;’)
attach(ytt.data) # attach data
km.surv.obj <- Cen(time,delta2) # fit survival object
km.surv.fit <- cenfit(km.surv.obj~1) # fit the probability function
km.surv.fit <- [email protected]
km.surv.fit$surv <- 1-km.surv.fit$surv
# convert to survival function
km.surv.fit$upper <- 1-km.surv.fit$upper #
km.surv.fit$lower <- 1-km.surv.fit$lower #
mtf <- km.surv.fit$time[match(0.5,round(km.surv.fit$surv,digits=1))]
mttf <- auc(x=km.surv.fit$time,y=km.surv.fit$surv)
65 p <- ggsurv(km.surv.fit) + xlab(expression(italic(t))) + ylab("S(t)") +
theme(axis.text.x = element_text(size=18),axis.text.y = element_text(
size=18),axis.title.x = element_text(size=18),axis.title.y = element_
text(size=18))
66 p + geom_vline(aes(xintercept=mttf),color="red",linetype="dashed",size=1)
+ geom_hline(aes(yintercept=km.surv.fit[[6]][347-ceiling(mttf)]),
color="red",linetype="dashed",size=1)
67 p + geom_vline(aes(xintercept=7.5),color="red",linetype="dashed",size=1) +
geom_hline(aes(yintercept=0.5),color="red",linetype="dashed",size=1)
km.surv.fit$surv[347-20] # S(t) for t=20
km.surv.fit$surv[347-mttf] # S(t) for t=mttf
max(km.surv.fit$n.risk)-km.surv.fit$n.risk[347-20] # Ri for t=20
max(km.surv.fit$n.risk)-km.surv.fit$n.risk[347-mttf] # Ri for t=mttf
max(km.surv.fit$n.risk)-km.surv.fit$n.risk[347-mtf] # Ri for t=mtf
detach(ytt.data)
rm(ytt.data)
age.data <- read.csv(".../KM_data.csv", header=T, sep=’;’) # read data
attach(age.data) # attach data
km.surv.obj <- Surv(age,delta) # fit survival object
mttf <- mean(age) # MTTF
mtf <- median(age) # MTF
p <- ggsurv(km.surv.fit) + xlab(expression(italic(t))) + ylab("S(t)") +
86 p + geom_vline(aes(xintercept=mttf),color="red",linetype="dashed",size=1)
+ geom_hline(aes(yintercept=km.surv.fit[[6]][ceiling(mttf)]),color="
red",linetype="dashed",size=1)
87 p + geom_vline(aes(xintercept=mtf),color="red",linetype="dashed",size=1) +
km.surv.fit$surv[km.surv.fit$time==11] # S(t) for t=11
km.surv.fit$surv[km.surv.fit$time==ceiling(mttf)] # S(t) for t=mttf
km.surv.fit$n.risk[km.surv.fit$time==11] # Ri for t=11
km.surv.fit$n.risk[km.surv.fit$time==ceiling(mttf)] # Ri for t=mttf
km.surv.fit$n.risk[km.surv.fit$time==mtf] # Ri for t=mtf
detach(age.data)
rm(age.data)
97 dev.off()
99 # end k-m
102 # AFT
aft.datatot <- read.csv(".../AFT_data.csv", header=T, sep=’;’) # read data
set.seed(54321) # make the results reproducible
inTraining <- createDataPartition(aft.datatot$id, p = .97, list = FALSE)
aft.train <- aft.datatot[inTraining,]
aft.test
<- aft.datatot[-inTraining,]
attach(aft.train) # attach data
aftFit <- list(weibull = "weibull")
aft.surv.obj <- Surv(surv_time+1,delta) # create survival object
aftFit$weibull <- survreg(aft.surv.obj~muf+ytt+age+md+are+kod+enhet+land,
dist="weibull") # fit aft weibull
114 aftFit$lognormal <- survreg(aft.surv.obj~muf+ytt+age+md+are+kod+enhet+land
,dist="lognormal") # fit aft lognormal
115 aftFit$exponential <- survreg(aft.surv.obj~muf+ytt+age+md+are+kod+enhet+
land,dist="exponential") # fit aft exponential
116 aftFit$loglogistic <- survreg(aft.surv.obj~muf+ytt+age+md+are+kod+enhet+
land,dist="loglogistic") # fit aft loglogistic
117 aftFit$logistic <- survreg(aft.surv.obj~muf+ytt+age+md+are+kod+enhet+land,
dist="logistic") # fit aft loglogistic
118 aftFit$rayleigh <- survreg(aft.surv.obj~muf+ytt+age+md+are+kod+enhet+land,
dist="rayleigh") # fit aft loglogistic
119 #aftFit$gengamma <- flexsurvreg(aft.surv.obj~muf+ytt+age+md+are+kod+enhet+
land,dist="gengamma") # fit aft gengamma
for(i in 1:length(aftFit)){
print(AIC(aftFit[[i]]))
detach(aft.train)
#RMSE and NRMSE
preds <- predict(aftFit[[i]],newdata=aft.test,type="response")
print(RMSE(preds,aft.test$surv_time))
print(RMSE(preds,aft.test$surv_time)/(max(aft.test$surv_time)-min(aft.
test$surv_time)))
131 # Parameters
print(aftFit[[i]]$coefficients[1])
print(aftFit[[i]]$scale)
print(aftFit[[i]]$df)
print("-------NEXT------")
coxsnell <- exp((log(aft.train$surv_time)log(predict(aftFit$weibull,
aft.train,type="response")))/
aftFit$weibull$scale)
Srci <- survfit(Surv(coxsnell)~1)
Htilde<-cumsum(Srci$n.event/Srci$n.risk)
q <- qplot(log(Srci$time),log(Htilde),geom="path")
q + xlab(expression(italic(log~r[c[i]]))) +
ylab(expression(italic(log(-log~hat(S)(r[c[i]]))))) +
geom_abline(linetype="dashed",color="red")
predict(aftFit$weibull,list(md="MD2",kod="Asyl",enhet="APGO",land="Iran",
ytt=1,muf=0,age=1,are="UAT"),type="quantile",p=c(0.025,0.975))
152 # end aft
155 # MSM
msm.data<- read.csv(".../msSurvdata.csv",sep=";",header=T)
Nodes <- c("1","2","3","4","5","6","7","8")
Edges <- list("1" = list(edges = c(2,4)),
"2" = list(edges = c(3,4,5,8)),
"3" = list(edges = c(4,7)),
"4" = list(edges = c(3,5,8)),
"5" = list(edges = c(6,7)),
"6" = list(edges = c(3,5,8)),
"7" = list(edges = c(3,5,8)),
"8" = list(edges = NULL))
treeobj <- new("graphNEL", nodes = Nodes, edgeL = Edges, edgemode = "
directed")
167 msm.fit <- msSurv(msm.data, treeobj, bs = TRUE)
170 msm.data <- read.csv(".../msm.csv",sep=";",header=T)
171 Nodes <- c("inkom","registrad","mdbyt","mdytt","kallmf","instmf","gnmmf","
dom")
Edges <- list(c(2,4),
c(3,4,5,8),
c(3,5,8),
c(6,7),
c(NULL))
tmat <- transMat(Edges,Nodes)
prep <- function(data,trans){
attr(data, "trans") <- trans
class(data) <- c("msdata", "data.frame")
msm.data <- prep(msm.data,tmat)
cx <- coxph(Surv(exit-entry,status)~strata(trans),data=msm.data,method="
efron")
188 msmFit <- msfit(cx,trans=tmat)
189 trans <- c("inkom->reg","inkom->mdytt","reg->mdbyt","reg->mdytt","reg->
kallmf","reg->dom","mdbyt->mdytt","mdbyt->gnmmf","mdytt->mdbyt","
mdytt->kallmf","mdytt->dom","kallmf->instmf","kallmf->gnmmf","instmf
->mdbyt","instmf->kallmf","instmf->dom","gnmmf->mdbyt","gnmmf->kallmf
","gnmmf->dom")
msmFit$Haz$cov<-trans[msmFit$Haz$trans]
msmFit$Haz$cov<-as.factor(trans[msmFit$Haz$trans])
msmFit$Haz$cov <- factor(msmFit$Haz$cov,levels=unique(msmFit$Haz$cov))
p<-ggplot(msmFit$Haz,aes(x=time,y=Haz))
p+geom_line()+facet_wrap(~cov)+xlab(expression(italic(t)))+ylab("
Cumulative hazard")+
195 scale_x_continuous(breaks=c(0,500,1000),minor_breaks=c(250,750,1250))
197 # end msm
200 # distribution compparison
203 # starting values are arbitrary since sample is large
204 pars <- list(mu=0,sigma=1,Q=1) # starting values for gengamma
205 surv.distr.fit <- fitdist(surv_time,distr="gengamma", method="mle",start=
pars) # fit generalized gamma dist
206 surv.distr.fit2 <- fitdist(surv_time,distr="lnorm", method="mle") # fit
log-normal dist
207 surv.distr.fit3 <- fitdist(surv_time,distr="weibull", method="mle") # fit
weibull dist
208 pars <- list(shape=2,scale=1) # starting values for 2par loglogistic
209 surv.distr.fit4 <- fitdist(surv_time,distr="llog", method="mle", start=
pars) # fit 2par log-logistic dist
210 pars <- list(shape=1,scale=1,thres=0) # starting values for 3par
211 surv.distr.fit5 <- fitdist(surv_time,distr="llog3", method="mle", start=
pars) # fit 3par log-logistic dist
212 surv.distr.fit6 <- fitdist(surv_time,distr="exp", method="mle") # fit
exponential dist
213 surv.distr.fit7 <- fitdist(surv_time,distr="gamma", method="mle") # fit
summary(surv.distr.fit)
summary(surv.distr.fit2)
summary(surv.distr.fit3)
summary(surv.distr.fit4)
summary(surv.distr.fit5)
summary(surv.distr.fit6)
summary(surv.distr.fit7)
plot(surv.distr.fit,breaks=100) # breaks are arbitrary
plot(surv.distr.fit2,breaks=100)
plot(surv.distr.fit3,breaks=100)
plot(surv.distr.fit4,breaks=100)
plot(surv.distr.fit5,breaks=100)
plot(surv.distr.fit6,breaks=100)
plot(surv.distr.fit7,breaks=100)
# aic list
surv.aics <- as.data.frame(list(gengamma=surv.distr.fit$aic,lognorm=surv.
distr.fit2$aic,
weibull=surv.distr.fit3$aic,loglog=surv.distr.fit4$aic,
loglog3=surv.distr.fit5$aic,exp=surv.distr.fit6$aic,
gamma=surv.distr.fit7$aic))
238 row.names(surv.aics) <- "AIC"
240 # end distribution comparison
243 # plots
245 #k-m totaltid
246 p <- ggsurv(km.surv.fit) + xlab(expression(italic(t))) + ylab("S(t)") +
248 pdf(file=’kmtot.pdf’)
249 p + geom_vline(aes(xintercept=mean(surv_time-1)),color="red",linetype="
dashed",size=1) + geom_hline(aes(yintercept=km.surv.fit[[6]][ceiling(
mean(surv_time-1))]),color="red",linetype="dashed",size=1)
250 p + geom_vline(aes(xintercept=median(surv_time-1)),color="red",linetype="
median(surv_time-1))]),color="red",linetype="dashed",size=1)
251 p + geom_vline(aes(xintercept=km.surv.fit[[2]][183]),color="red",linetype=
"dashed",size=1) + geom_hline(aes(yintercept=km.surv.fit[[6]][183]),
252 p + geom_vline(aes(xintercept=km.surv.fit[[2]][365]),color="red",linetype=
"dashed",size=1) + geom_hline(aes(yintercept=km.surv.fit[[6]][365]),
253 dev.off()
255 #hazards
256 p <- qplot(km.surv.fit$time,H.hat) + xlab(expression(italic(t))) + ylab("H
(t)") +
theme(axis.text.x = element_text(size=15),axis.text.y = element_text(
size=15),axis.title.x = element_text(size=15),axis.title.y =
element_text(size=15))
pdf(file=’kmtothaz.pdf’)
p <- qplot(x=epi.insthaz(km.surv.fit)$time,y=epi.insthaz(km.surv.fit)$est)
p <- p + xlab(expression(italic(t))) + ylab("Hazard") + theme(axis.text.x
= element_text(size=18),axis.text.y = element_text(size=18),axis.
title.x = element_text(size=18),axis.title.y = element_text(size=18))
#end plots
270 # k-fold cv
271 wkcv<-function(data,scale){
272 for(j in 1:10){
folds <- createFolds(data$id)
rmse.all <- vector()
scale.all <- vector()
low.rmse <- Inf
scale.opt <- Inf
rmse <- vector()
scale <- vector()
test<-data[folds[[i]],]
if(k==i) next
train <- data[folds[[k]],]
n <- nrow(train)-nrow(test)
test<-test[1:(nrow(test)-abs(n)),]
train<-train[1:(nrow(train)-abs(n)),]
w <- survreg(Surv(train$surv_time+1)~train$muf+
train$ytt+train$age
293 +train$md+train$are+train$kod+train$enhet+train$land,dist="weibull",scale=
rmse[i]<-0+RMSE(predict(w,test,type="response"),test$surv_time
rmse[i]<-mean(rmse[i])
if(rmse[i]<low.rmse){
low.rmse<-rmse[i]
rmse.all[j]<-low.rmse
303 return(list(rmse,scale))
308 # replot msm plots
310 t<-rep([email protected],8)
311 occ <- c([email protected][,1],[email protected][,2],[email protected][,3],[email protected][,4],msm.
[email protected][,5],[email protected][,6],
[email protected][,7],[email protected][,8])
313 trans<-c(rep("inkom",504),rep("registrerad",504),rep("mdbyt",504),rep("
mdytt",504),rep("kallmf",504),rep("instmf",504),
rep("gnmmf",504),rep("dom",504))
msres <- as.data.frame(cbind(t,occ,trans))
msres$trans <- factor(msres$trans,levels=unique(msres$trans))
p<-ggplot(msres,aes(x=t,y=occ))
p+geom_line()+facet_wrap(~trans,nrow=2)+xlab(expression(italic(t)))+ylab("
State occupation probability")+
scale_x_continuous(breaks=c(0,500,1000),minor_breaks=c(250,750,1250))
extract <- function(times,i,j){
for(k in times){
garb<-Pst(msm.fit,0,k)
x<-c(x,garb[[1]][i,j])
t<-rep([email protected],19)
trans <- c(rep("inkom->reg",504),rep("inkom->mdytt",504),rep("reg->mdbyt"
,504),
rep("reg->mdytt",504),rep("reg->kallmf",504),rep("reg->dom"
rep("mdbyt->mdytt",504),rep("mdbyt->gnmmf",504),rep("mdytt->
rep("mdytt->kallmf",504),rep("mdytt->dom",504),rep("kallmf->
rep("kallmf->gnmmf",504),rep("instmf->mdbyt",504),rep("instmf->
rep("instmf->dom",504),rep("gnmmf->mdbyt",504),rep("gnmmf->
mdbyt",504),
instmf",504),
kallmf",504),
rep("gnmmf->dom",504))
340 transfers <- function(times,d){
341 x<-vector()
342 for(i in 1:nrow(d)){
x<-c(x,extract(times,d[i,1],d[i,2]))
trans<-transfers([email protected],hab)
msres <- as.data.frame(cbind(t,tp,trans))
p<-ggplot(msres,aes(x=t,y=tp))
p+geom_line()+facet_wrap(~trans)+xlab(expression(italic(t)))+ylab("
Transfer probabilities")+
352 scale_x_continuous(breaks=c(0,500,1000),minor_breaks=c(250,750,1250))
353 #end plots
Avdelningen för statistik
LIU-IDA/STAT-G–14/012–SE
Överlevnadsanalys i tjänsteverksamhet- Tidspåverkan i överklagandeprocessen på
Survival analysis in service - Time-effect in the process of appeal at the Swedish
Författare Kristoffer Minya
Migrationsverket är en myndighet som prövar ansökningar från personer som vill
söka skydd, ha medborgarskap, studera eller vill jobba i Sverige. Då det på senare
tid varit en stor ökning i dessa ansökningar har tiden för vilket ett beslut tar ökat.
Varje typ av ansökning (exempelvis medborgarskap) är en process som består av
flera steg. Hur beslutet går igenom dessa steg kallas för flöde. Migrationsverket
vill därför öka sin flödeseffektivitet. När beslutet är klart och personen tagit del
av det men inte är nöjd kan denne överklaga. Detta är en av de mest komplexa
processerna på Migrationsverket. Syftet är analysera hur lång tid denna process
tar och vilka steg i processen som påverkar tiden. Ett steg (som senare visar sig
ha en stor effekt på tiden) är yttranden. Det är när domstolen begär information
om vad personen som överklagar har att säga om varför denne överklagar. För
att analysera detta var två metoder relevanta, accelerated failure time (aft) och
multi-state models (msm). Den ena kan predicera tid till händelse (aft) medan den
andra kan analysera effekten av tidspåverkan (msm) i stegen. Yttranden tidigt i
processen har stor betydelse för hur snabbt en överklagan får en dom samtidigt som
att antal yttranden ökar tiden enormt. Det finns andra faktorer som påverkar tiden
men inte i så stor grad som yttranden. Då yttranden tidigt i processen samtidigt
som antal yttranden har betydelse kan flödeseffektiviteten ökas med att ta tid på
sig att skriva ett informativt yttrande som gör att domstolen inte behöver begära
flera yttranden.
Survival analysis, Cox Proportional Hazard, Accelerated Failure Time model,
Multi-state model, Prediktion
Säkerhetsdatablad AVSNITT 1: Namnet på ämnet/blandningen och bolaget/företaget Enligt 1907/2006/EG, Artikel 31
Document 1699002
Överläggningar om hållbar utveckling En studie av studiecirkelsamtal Martin Lundberg
Tillst˚ andsskattning i robotmodell med accelerometrar

References: domstolen 
 domstolen 
 domstolen 
 domstolen

 domstolen 
 domstolen 
 domstolen 
 domstolen 
 domstolen 
 domstolen 
 domstolen 
 domstolen 
 domstolen 
 domstolen

 domstolen 
 domstolen