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我正在測試兩個棲息地(入侵和未入侵)和三種不同柱頭類型(溼,乾和半乾)之間花粉沉積的差異。這是一種社區方法,每個站點的樣本和物種數量不平衡,數據的非正態分佈,最終得到一個嵌套的隨機結構,用γ誤差分佈來處理僞複製和非獨立性。如何解釋glmer上具有顯着交互項的模型的p值?
要找出最好的模型,我用似然比檢驗,顯示與固定效應的相互作用會更適合的模式:
> m1b<-glmer(nb~habitat*stigmatype+(1|sitecode/stigmaspecies), family=Gamma(link=log))
> m2b<-glmer(nb~habitat+stigmatype+(1|sitecode/stigmaspecies), family=Gamma(link=log))
> anova(m1b,m2b)
Data:
Models:
m2b: nb ~ habitat + stigmatype + (1 | sitecode/stigmaspecies)
m1b: nb ~ habitat * stigmatype + (1 | sitecode/stigmaspecies)
Df AIC BIC logLik deviance Chisq Chi Df Pr(>Chisq)
m2b 7 3032.8 3061.3 -1509.4 3018.8
m1b 9 3030.1 3066.7 -1506.0 3012.1 6.6672 2 0.03566 *
從那裏,我得到了如何有點迷茫解釋固定項的p值。 看下面的輸出,我可以解釋棲息地和柱頭類型的p值作爲交互項的獨立結果嗎? 重新措辭,我可以說,變量棲息地本身具有重要影響,這樣棲息地非入侵不同於棲息地入侵(攔截)?和恥辱類型一樣的想法?或者由於相互作用有些重要,我不能獨立解釋固定值了嗎?只有事後檢驗才能說明事實上的差異在哪裏?
m1b<-glmer(nb~habitat*stigmatype+(1|sitecode/stigmaspecies), family=Gamma(link=log))
summary(m1b)
Generalized linear mixed model fit by maximum likelihood ['glmerMod']
Family: Gamma (log)
Formula: nb ~ habitat * stigmatype + (1 | sitecode/stigmaspecies)
AIC BIC logLik deviance
3030.101 3066.737 -1506.050 3012.101
Random effects:
Groups Name Variance Std.Dev.
stigmaspecies:sitecode (Intercept) 5.209e+00 2.2822436
sitecode (Intercept) 2.498e-07 0.0004998
Residual 2.070e+00 1.4388273
Number of obs: 433, groups: stigmaspecies:sitecode, 109; sitecode, 20
Fixed effects:
Estimate Std. Error t value Pr(>|z|)
(Intercept) 2.3824 0.4080 5.839 5.26e-09 ***
habitatnon-invaded -1.8270 0.6425 -2.843 0.00446 **
stigmatypesemidry -1.7531 0.7573 -2.315 0.02061 *
stigmatypewet -1.7210 0.8944 -1.924 0.05434 .
habitatnon-invaded:stigmatypesemidry 2.0774 1.1440 1.816 0.06938
habitatnon-invaded:stigmatypewet 1.3120 1.4741 0.890 0.37346
非常感謝你對你的思念!