<?xml version="1.0" encoding="UTF-8"?>
<rss xmlns:content="http://purl.org/rss/1.0/modules/content/" xmlns:dc="http://purl.org/dc/elements/1.1/" xmlns:rdf="http://www.w3.org/1999/02/22-rdf-syntax-ns#" xmlns:taxo="http://purl.org/rss/1.0/modules/taxonomy/" version="2.0">
  <channel>
    <title>topic SAS has a bug? See the PROC LOGISTIC results. in SAS Procedures</title>
    <link>https://communities.sas.com/t5/SAS-Procedures/SAS-has-a-bug-See-the-PROC-LOGISTIC-results/m-p/27479#M6269</link>
    <description>&lt;HTML&gt;&lt;HEAD&gt;&lt;/HEAD&gt;&lt;BODY&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;It is very interesting to identify a problem regarding the PROC LOGISTIC. Hope this can be confirmed and corrected.&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left; min-height: 8pt;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt; &lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;For the following data, I used PROC LOGISTIC to run a regression analysis. To check the results, I used the options XBETA which is simply the sum of the coefficients (+intercept). Please see the problem at the bottom.&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;data work.a;&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;input y x1 $ x2 $;&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;datalines;&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 a a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 a a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 a b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 a b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 b a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 b a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 b b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 b b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 c a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 c a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 c b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 c b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 a b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 a a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 b a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 a a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 c b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 b b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 b a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 c a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;;&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;proc logistic data=work.a outest=work.coeff descending; /*or use ODS: ods output ParameterEstimates=work.coeff*/&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;class x1 x2;&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;model y=x1 x2;&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;output out=work.pred01(drop=_level_) xbeta=beta;&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;run;&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;/*Results of paramter estimates*/&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; Standard&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; Wald&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;Parameter&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; DF&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; Estimate&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; Error&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; Chi-Square&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; Pr &amp;gt; ChiSq&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;Intercept&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.1612&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.4606&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.1226&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.7263&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;x1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.0806&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.6426&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.0157&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.9002&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;x1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.0806&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.6426&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.0157&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.9002&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;x2&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.3852&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.4602&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.7006&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.4026&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P&gt;&lt;/P&gt;&lt;P&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;/*Results of predictions*/&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;Obs&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; y&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; x1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; x2&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; beta&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; pred&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 2&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 3&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.14333&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.46423&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 4&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.14333&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.46423&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 5&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 6&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 7&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.14333&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.46423&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 8&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.14333&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.46423&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 9&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; c&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.38519&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.59512&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;10&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; c&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.38519&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.59512&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;11&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; c&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.38519&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.40488&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;12&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; c&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.38519&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.40488&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;13&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.14333&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.46423&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;14&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182 &lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;15&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;16&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;17&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; c&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.38519&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.40488&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;18&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.14333&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.46423&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;19&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;20&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; c&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.38519&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.59512&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;*/&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;For obs=1, beta is correct which is calculated as: 0.1612+0.0806+0.3852=0.62706. For obs=3, beta is negative? How can this value be negative, based on the fact that all coefficicents are positive (as shown in the part of parameter estimates)! The only way to get this value is: 0.1612+0.0806-0.3852=0.1434. So how do we interpret 0.3852 here? For the variable x2, the default type is b with coefficient 0.&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;/BODY&gt;&lt;/HTML&gt;</description>
    <pubDate>Thu, 07 Jul 2011 17:36:47 GMT</pubDate>
    <dc:creator>Ruth</dc:creator>
    <dc:date>2011-07-07T17:36:47Z</dc:date>
    <item>
      <title>SAS has a bug? See the PROC LOGISTIC results.</title>
      <link>https://communities.sas.com/t5/SAS-Procedures/SAS-has-a-bug-See-the-PROC-LOGISTIC-results/m-p/27479#M6269</link>
      <description>&lt;HTML&gt;&lt;HEAD&gt;&lt;/HEAD&gt;&lt;BODY&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;It is very interesting to identify a problem regarding the PROC LOGISTIC. Hope this can be confirmed and corrected.&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left; min-height: 8pt;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt; &lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;For the following data, I used PROC LOGISTIC to run a regression analysis. To check the results, I used the options XBETA which is simply the sum of the coefficients (+intercept). Please see the problem at the bottom.&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;data work.a;&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;input y x1 $ x2 $;&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;datalines;&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 a a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 a a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 a b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 a b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 b a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 b a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 b b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 b b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 c a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 c a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 c b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 c b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 a b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 a a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 b a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 a a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 c b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 b b&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;1 b a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;0 c a&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;;&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;proc logistic data=work.a outest=work.coeff descending; /*or use ODS: ods output ParameterEstimates=work.coeff*/&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;class x1 x2;&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;model y=x1 x2;&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;output out=work.pred01(drop=_level_) xbeta=beta;&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;run;&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;/*Results of paramter estimates*/&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; Standard&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; Wald&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;Parameter&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; DF&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; Estimate&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; Error&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; Chi-Square&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; Pr &amp;gt; ChiSq&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;Intercept&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.1612&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.4606&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.1226&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.7263&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;x1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.0806&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.6426&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.0157&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.9002&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;x1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.0806&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.6426&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.0157&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.9002&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;x2&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.3852&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.4602&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.7006&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.4026&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P&gt;&lt;/P&gt;&lt;P&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;/*Results of predictions*/&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;Obs&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; y&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; x1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; x2&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; beta&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; pred&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 2&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 3&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.14333&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.46423&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 4&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.14333&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.46423&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 5&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 6&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 7&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.14333&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.46423&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 8&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.14333&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.46423&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;&amp;nbsp; 9&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; c&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.38519&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.59512&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;10&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; c&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.38519&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.59512&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;11&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; c&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.38519&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.40488&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;12&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; c&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.38519&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.40488&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;13&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.14333&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.46423&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;14&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182 &lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;15&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;16&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;17&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; c&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.38519&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.40488&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;18&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; -0.14333&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.46423&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;19&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 1&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; b&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.62706&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.65182&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;20&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; c&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; a&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.38519&amp;nbsp;&amp;nbsp;&amp;nbsp; 0.59512&lt;/SPAN&gt;&lt;BR /&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;*/&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;P style="text-align: left;"&gt;&lt;SPAN style="font-family: courier new,courier;"&gt;For obs=1, beta is correct which is calculated as: 0.1612+0.0806+0.3852=0.62706. For obs=3, beta is negative? How can this value be negative, based on the fact that all coefficicents are positive (as shown in the part of parameter estimates)! The only way to get this value is: 0.1612+0.0806-0.3852=0.1434. So how do we interpret 0.3852 here? For the variable x2, the default type is b with coefficient 0.&lt;/SPAN&gt;&lt;/P&gt;&lt;/BODY&gt;&lt;/HTML&gt;</description>
      <pubDate>Thu, 07 Jul 2011 17:36:47 GMT</pubDate>
      <guid>https://communities.sas.com/t5/SAS-Procedures/SAS-has-a-bug-See-the-PROC-LOGISTIC-results/m-p/27479#M6269</guid>
      <dc:creator>Ruth</dc:creator>
      <dc:date>2011-07-07T17:36:47Z</dc:date>
    </item>
    <item>
      <title>SAS has a bug? See the PROC LOGISTIC results.</title>
      <link>https://communities.sas.com/t5/SAS-Procedures/SAS-has-a-bug-See-the-PROC-LOGISTIC-results/m-p/27480#M6270</link>
      <description>&lt;HTML&gt;&lt;HEAD&gt;&lt;/HEAD&gt;&lt;BODY&gt;&lt;P&gt;Switch to GLM &lt;A id="statug.logistic.logisticparamdetails" style="color: black;"&gt;CLASS Variable Parameterization&lt;/A&gt; and you will see all is well with your formula for XBETA.&amp;nbsp; You should be able to figure out the correct XBETA formula for the default &lt;A id="statug.logistic.logisticparamdetails" style="color: black;"&gt;CLASS Variable Parameterization&lt;/A&gt;.&lt;/P&gt;&lt;/BODY&gt;&lt;/HTML&gt;</description>
      <pubDate>Thu, 07 Jul 2011 17:58:12 GMT</pubDate>
      <guid>https://communities.sas.com/t5/SAS-Procedures/SAS-has-a-bug-See-the-PROC-LOGISTIC-results/m-p/27480#M6270</guid>
      <dc:creator>data_null__</dc:creator>
      <dc:date>2011-07-07T17:58:12Z</dc:date>
    </item>
    <item>
      <title>SAS has a bug? See the PROC LOGISTIC results.</title>
      <link>https://communities.sas.com/t5/SAS-Procedures/SAS-has-a-bug-See-the-PROC-LOGISTIC-results/m-p/27481#M6271</link>
      <description>&lt;HTML&gt;&lt;HEAD&gt;&lt;/HEAD&gt;&lt;BODY&gt;&lt;P&gt;I just answered your post in the Statistical Procedures forum. SAS is giving correct results (you just have to be careful how you use the parameters for the EFFECT type of parameterization). Interestingly, there was another post about the parameter differences between LOGISTIC and GENMOD. The answer is basically the same (has to do with the parameterization), and Dale gave a thorough answer.&lt;/P&gt;&lt;/BODY&gt;&lt;/HTML&gt;</description>
      <pubDate>Thu, 07 Jul 2011 21:06:03 GMT</pubDate>
      <guid>https://communities.sas.com/t5/SAS-Procedures/SAS-has-a-bug-See-the-PROC-LOGISTIC-results/m-p/27481#M6271</guid>
      <dc:creator>lvm</dc:creator>
      <dc:date>2011-07-07T21:06:03Z</dc:date>
    </item>
    <item>
      <title>SAS has a bug? See the PROC LOGISTIC results.</title>
      <link>https://communities.sas.com/t5/SAS-Procedures/SAS-has-a-bug-See-the-PROC-LOGISTIC-results/m-p/27482#M6272</link>
      <description>&lt;HTML&gt;&lt;HEAD&gt;&lt;/HEAD&gt;&lt;BODY&gt;&lt;P&gt; Hi Ivm,&lt;/P&gt;&lt;P&gt;&lt;/P&gt;&lt;P&gt;Many thanks for your help.&lt;/P&gt;&lt;P&gt;&lt;/P&gt;&lt;P&gt;It seemed thast SAS has evolved a lot in the past 10 years. The classic book that we (as new starters) use for logistic regression analysis is: Logistic Regression Using SAS: Theory and Application (author: Paul D. Allison). The book is very well written. But the problem is the book was published in 1999 and after that it never gets updated with new versions. So many new SAS features and changes are not reflected in this book. For example, the PROC LOGISTIC has no such parameter options or CLASS statement.&lt;/P&gt;&lt;P&gt;&lt;/P&gt;&lt;P&gt;While SAS also highly recommend this book. I hope this book can be updated in the short future.&lt;/P&gt;&lt;P&gt;&lt;/P&gt;&lt;P&gt;Thanks again.&lt;/P&gt;&lt;/BODY&gt;&lt;/HTML&gt;</description>
      <pubDate>Fri, 08 Jul 2011 08:40:49 GMT</pubDate>
      <guid>https://communities.sas.com/t5/SAS-Procedures/SAS-has-a-bug-See-the-PROC-LOGISTIC-results/m-p/27482#M6272</guid>
      <dc:creator>Ruth</dc:creator>
      <dc:date>2011-07-08T08:40:49Z</dc:date>
    </item>
  </channel>
</rss>

