SAS Support Communities

Hi! The error remained in my try. I have to thank you for your time. ... View more

Dear SteveDenham, I run the data according to example # 40.5. In any run I found the value of zero was estimated for gp=1. The error in Log file and some part of the results are below: 1095  ; 1096  proc genmod; 1097        class gp time dog; 1098        model comfort=gp|time  / dist=multinomial type1; 1099        repeated  subject=dog (GP)/ corr=ind corrw; 1100     run; WARNING: TYPE1 tests are not available with the REPEATED statement. NOTE: PROC GENMOD is modeling the probabilities of levels of comfort having LOWER Ordered Values in       the response profile table. One way to change this to model the probabilities of HIGHER       Ordered Values is to specify the DESCENDING option in the PROC statement. NOTE: Algorithm converged. NOTE: The scale parameter was held fixed. NOTE: The working correlation table is not created for this model. WARNING: The generalized Hessian matrix is not positive definite. Iteration will be terminated. ERROR: Error in parameter estimate covariance computation. ERROR: Error in estimation routine. NOTE: The SAS System stopped processing this step because of errors. NOTE: PROCEDURE GENMOD used (Total process time):       real time           1.07 seconds Standard   Wald 95% Confidence Chi-   Parameter             DF   Estimate Error     Limits     Square   Pr > ChiSq   Intercept1             1 -1.2915 0.8530 -2.9632 0.3803 2.29  0.1300   Intercept2             1 0.3581 0.8312 -1.2710 1.9871 0.19  0.6666   Intercept3             1 6.7907 1.5366 3.7791 9.8023 19.53  <.0001   gp      0         1 -0.6143 1.2264 -3.0180 1.7895 0.25  0.6165   gp      1         0 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000  .     .   time    0         1 26.0945   121587.6 -238281   238333.4 0.00  0.9998   time    15        1 2.1050 1.4560 -0.7486 4.9587 2.09  0.1482   time    30        1 0.4672 1.2108 -1.9059 2.8404 0.15  0.6996   time    45        1 -0.1838 1.2766 -2.6859 2.3183 0.02  0.8855   time    60        1 -1.5133 1.3929 -4.2433 1.2168 1.18  0.2773   time    120       1 -1.5133 1.3929 -4.2433 1.2168 1.18  0.2773   time    180       1 -0.1838 1.2766 -2.6859 2.3183 0.02  0.8855   time    240       1 -1.5133 1.3929 -4.2433 1.2168 1.18  0.2773   time    300       1 -1.5133 1.3929 -4.2433 1.2168 1.18  0.2773   time    360       1 2.1050 1.4560 -0.7486 4.9587 2.09  0.1482   time    480       1 -0.1838 1.2766 -2.6859 2.3183 0.02  0.8855   time    600       1 -1.1565 1.4358 -3.9707 1.6577 0.65  0.4206   time    720       1 0.4672 1.2108 -1.9059 2.8404 0.15  0.6996   time    1440      0 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000  .     .   gp*time 0 0  1 0.6143   171950.8 -337017   337018.0 0.00  1.0000   gp*time 0 15 1 -8.2847 2.3706   -12.9309 -3.6384 12.21  0.0005   gp*time 0 30 1 -7.3382 2.3360   -11.9167 -2.7598 9.87  0.0017   gp*time 0 45 1 -5.9958 2.2579   -10.4212 -1.5704 7.05  0.0079   gp*time 0 60 1 -3.5833 2.3657 -8.2200 1.0534 2.29  0.1299   gp*time 0 120 1 -1.4468 2.5517 -6.4481 3.5544 0.32  0.5707   gp*time 0 180 1 -2.7763 2.4974 -7.6712 2.1185 1.24  0.2663   gp*time 0 240 1 -1.4468 2.5517 -6.4481 3.5544 0.32  0.5707   gp*time 0 300 1 -1.4468 2.5517 -6.4481 3.5544 0.32  0.5707   gp*time 0 360 1 -5.0652 2.5993   -10.1596 0.0293 3.80  0.0513   gp*time 0 480 1 1.2664 1.9098 -2.4768 5.0096 0.44  0.5073   gp*time 0 600 1 1.1565 1.9261 -2.6186 4.9316 0.36  0.5482   gp*time 0 720 1 -1.3663 1.8842 -5.0593 2.3268 0.53  0.4684   gp*time 0 1440 0 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000  .     .   gp*time 1 0  0 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000  .     .   gp*time 1 15 0 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000  .     .   gp*time 1 30 0 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000  .     .   gp*time 1 45 0 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000  .     . Kind regards ... View more

Hi Stevdenham! Would you please to help me to write the GENMOD for this data; data dogpain; input gp dog time score; datalines; 1    1    0    0    1    2    0    0    1    3    0    0    1    4    0    0    1    1    15    2    1    2    15    0    1    3    15    0    1    4    15    0    1    1    30    2    1    2    30    1    1    3    30    1    1    4    30    0    1    1    45    2    1    2    45    2    1    3    45    1    1    4    45    0    1    1    60    2    1    2    60    2    1    3    60    1    1    4    60    2    1    1    120    2    1    2    120    2    1    3    120    1    1    4    120    2    1    1    180    2    1    2    180    0    1    3    180    1    1    4    180    2    1    1    240    2    1    2    240    2    1    3    240    1    1    4    240    2    1    1    300    2    1    2    300    2    1    3    300    1    1    4    300    2    1    1    360    2    1    2    360    0    1    3    360    0    1    4    360    0    1    1    480    2    1    2    480    0    1    3    480    1    1    4    480    2    1    1    600    2    1    2    600    2    1    3    600    2    1    4    600    0    1    1    720    0    1    2    720    2    1    3    720    1    1    4    720    1    0    1    0    0    0    2    0    0    0    3    0    0    0    4    0    0    0    1    15    2    0    2    15    3    0    3    15    2    0    4    15    3    0    1    30    1    0    2    30    3    0    3    30    3    0    4    30    3    0    1    45    2    0    2    45    3    0    3    45    2    0    4    45    3    0    1    60    2    0    2    60    2    0    3    60    2    0    4    60    3    0    1    120    2    0    2    120    2    0    3    120    2    0    4    120    2    0    1    180    2    0    2    180    2    0    3    180    2    0    4    180    2    0    1    240    2    0    2    240    2    0    3    240    2    0    4    240    2    0    1    300    2    0    2    300    2    0    3    300    2    0    4    300    2    0    1    360    2    0    2    360    2    0    3    360    2    0    4    360    2    0    1    480    2    0    2    480    0    0    3    480    2    0    4    480    0    0    1    600    1    0    2    600    2    0    3    600    2    0    4    600    1    0    1    720    1    0    2    720    2    0    3    720    2    0    4    720    2    ; Thank you. Farnaz ... View more