Un caso resuelto de evaluación de alertas sin conocer de antemano el desenlace

Al cierre del día diecinueve se emite para la persona F un aviso que anuncia un posible desenlace durante los cuatro días siguientes. Hay información hasta el día veinte, cuando F deja de aportar registros. Al terminar el estudio el aviso sigue en la lista de emisiones, pero su resultado no puede clasificarse como acierto ni como falsa alarma. La ausencia de una noticia posterior se debe a que faltan tres días de su horizonte.

Esta situación forma parte de un caso enteramente construido, con personas, observaciones y desenlaces ficticios. El propósito es resolver una evaluación que conserve la información disponible en cada momento y permita reconstruir todos sus recuentos, sin presentar resultados de pacientes ni proponer un umbral asistencial. El ejercicio usa un seguimiento inspirado en problemas de salud mental, con un desenlace funcional sencillo y deliberadamente separado de cualquier diagnóstico.

Una ficha diaria pregunta si la persona no pudo completar, por malestar, una actividad previamente acordada. El primer registro afirmativo es el desenlace del ejercicio, se conoce al cierre de ese día y pone fin a la vigilancia del primer desenlace. La ficha vale cero durante los días anteriores. Este criterio permitiría identificar una fecha sin deducirla de la curva que genera los avisos, pero no define por sí mismo una recaída depresiva ni demuestra una transición entre atractores.

Por otra vía se recoge un índice auxiliar, también inventado, expresado en unidades arbitrarias. Sus valores llegan con un día de demora, porque lo medido durante una jornada se entrega al cierre de la siguiente; la ficha del desenlace, en cambio, llega sin ese retraso. Ambas fechas de disponibilidad están incorporadas al registro. Una evaluación que colocara todos los datos en la jornada a la que se refieren adelantaría artificialmente la información auxiliar.

Primero se construirán cuatro trayectorias de desarrollo para elegir un umbral y después se aplicará la regla congelada a otras ocho, identificadas con las letras A a H. Sus calendarios se cuentan desde el comienzo del registro de cada persona. La comparación se hará por emisiones, por primeros desenlaces y por tiempo observado. Estas tres unidades responden, respectivamente, a cuántos avisos acertaron, cuántos desenlaces quedaron anticipados y cuánto seguimiento transcurrió bajo una advertencia.

Que el archivo del investigador contenga un registro futuro completo no autoriza al algoritmo a usarlo. Para mantener esa separación, el cálculo de avisos recibe solo entregas fechadas y notificaciones ya publicadas; otro procedimiento, ejecutado después, compara las emisiones con los desenlaces y los cortes de seguimiento. Así puede examinarse una historia terminada sin conceder a las decisiones pasadas información que entonces faltaba.

Una regla que pueda ejecutarse cada tarde

Las primeras siete entregas del índice auxiliar forman la referencia personal y corresponden a mediciones hechas desde el día cero hasta el sexto, recibidas desde el primero hasta el séptimo. Para que el ejemplo sea transparente, sus desviaciones respecto del nivel habitual son, por orden, menos uno, más uno, menos uno, más uno, menos uno, más uno y cero. Su media coincide exactamente con el nivel de referencia, que queda fijado al terminar el séptimo día. En estas trayectorias ninguna ficha inicial es afirmativa.

Desde el octavo día se calcula una media móvil exponencial de las desviaciones. Si $x_t$ designa el valor entregado al cierre del día $t$, $b$ la referencia ya estimada y $r_t$ el resumen actualizado, la regla es

El subíndice indica la fecha de entrega, que aquí va un día por detrás de la medición. El valor recién conocido recibe la mitad del peso y los anteriores conservan pesos que se reducen geométricamente, con la estructura de las medias móviles geométricas que estudió Roberts (1959). En nuestro ejercicio el peso de un medio se adopta por conveniencia aritmética y no se deriva de propiedades clínicas del índice.

La referencia personal evita que un nivel habitual alto produzca por sí solo una alarma, de modo que A y H, con niveles diferentes, reaccionarán igual ante una desviación idéntica. La referencia no se actualiza durante la vigilancia, porque si se recalculara con todo el seguimiento los valores futuros podrían modificar la interpretación de una observación anterior. Una referencia móvil calculada solo con el pasado sería otra regla legítima, pero produciría resultados distintos y exigiría una evaluación propia.

Se emite un aviso cuando el resumen alcanza o supera el umbral y la persona está habilitada para recibir una nueva emisión. Cada aviso predice la aparición del desenlace durante los cuatro días siguientes, de manera que una emisión al cierre del día diez cubre los días once a catorce, ambos incluidos. Durante ese horizonte se sigue actualizando el resumen, pero no se emiten nuevos avisos hasta el siguiente cierre habilitado, que es el del día quince.

Esta elección deja un intervalo operativo preciso. Si el desenlace ocurre durante el día quince, el aviso del diez ya ha vencido. Tampoco puede anticiparlo una emisión decidida al cierre del propio quince, porque la ficha afirmativa se conoce antes de decidir y termina la vigilancia. El día de la nueva decisión no forma parte de su pronóstico; la regla podría admitir otra cadencia, pero habría que cambiarla antes de evaluar las trayectorias.

La pausa entre emisiones limita los avisos repetidos producidos por una misma elevación, sin borrar el resumen ni reiniciar la referencia. Conservar la actualización durante esos días separa la memoria del indicador de la política de notificación. Dos sistemas con el mismo resumen y pausas distintas pueden generar cargas de trabajo diferentes aunque sus curvas sean idénticas.

El uso de medias exponenciales tiene antecedentes en la investigación sobre recurrencia de depresión, donde Snippe y colaboradores (2023) emplearon una fase inicial de veintiocho días y, en su configuración predeterminada, un peso de una décima para analizar señales anteriores a la recurrencia. Ese estudio orienta una forma de vigilancia estadística, pero no valida las duraciones ni los valores elegidos aquí. Nuestro resumen no es una probabilidad, ya que un valor de dos expresa una desviación suavizada en unidades del índice.

Antes de probar la regla quedan fijados el peso, la duración inicial, la demora de entrega, el horizonte y la pausa, de forma que solo el umbral se elegirá entre tres candidatos. Esta restricción hace visible qué parte del procedimiento aprende de los desenlaces de desarrollo. Si también se escogieran retrospectivamente las ventanas o la fecha de inicio, la selección abarcaría más decisiones que las declaradas en la tabla siguiente.

Elegir el umbral y cerrar esa elección

Las cuatro trayectorias de desarrollo tienen referencias personales de dos, tres, cuatro y cinco unidades y, después de las primeras siete entregas, sus valores coinciden con la referencia salvo una elevación aislada por persona. V1 recibe una desviación de cuatro unidades y cuatro décimas el día catorce y V2, la misma desviación el día veinte. Sus primeros desenlaces se observan los días dieciocho y veinticuatro, respectivamente.

V3 recibe una desviación de dos unidades y cuatro décimas el día diez y V4, de cuatro unidades y dos décimas el día dieciséis. Ambas permanecen sin desenlace hasta el cierre administrativo del día veintiocho. Todas las ventanas emitidas en este conjunto pueden adjudicarse, porque no hay ninguna pérdida que obligue a dejar resultados pendientes.

Los candidatos de umbral son uno, dos y tres. Se elige el que anticipe más primeros desenlaces con la condición de producir como máximo una falsa alerta en desarrollo y, si dos candidatos cumplen esa condición y anticipan el mismo número, se prefiere el umbral mayor. Es una restricción didáctica sobre la carga de avisos y no un coste clínico medido.

Como las elevaciones llegan después de días con desviación cero, el resumen toma inicialmente la mitad de su magnitud. Los dos aumentos asociados después a desenlaces producen valores de dos unidades y dos décimas, V3 alcanza una unidad y dos décimas y V4, dos unidades y una décima. Al descender de nuevo el índice, los resúmenes se reducen y no generan otra emisión después de la pausa.

Queda seleccionado el umbral dos. El candidato inferior no aporta ningún desenlace anticipado adicional y excede el límite, mientras el superior evita avisos falsos a costa de perder ambos desenlaces. Esta conclusión depende del criterio declarado y con otra valoración de los errores podría elegirse otra regla. Con la tabla puede comprobarse la decisión sin atribuir al umbral una superioridad general.

La elección termina aquí y las ocho trayectorias siguientes no se consultan para modificarla. Encontrar después un candidato mejor sobre las ocho personas abriría un nuevo desarrollo y no reemplazaría el resultado de esta evaluación.

En un estudio real, una selección basada en cuatro trayectorias sería muy inestable, pero aquí su tamaño permite mostrar cada operación. La separación de conjuntos comprueba que el procedimiento respeta su calendario, aunque los datos construidos no dan una estimación de rendimiento poblacional. Su utilidad está en revelar qué cuenta cada cifra y cómo se obtiene.

Nueve emisiones que conservan su fecha

Las referencias personales de A a H son, respectivamente, de dos a nueve unidades. Después de la fase inicial, toda entrega coincide con la referencia salvo las elevaciones que se indican a continuación, cada una de las cuales suma seis unidades al nivel personal. A las recibe los días diez y quince, B los días diecinueve y veinticuatro, C los días once y veinticinco, E el día doce, F el diecinueve y H el veinticinco. D y G no reciben elevaciones.

Esta lista determina las observaciones auxiliares. Otra lista fija los primeros desenlaces, que ocurren en A el día dieciocho, en B el veinticinco, en E el quince y en G el veintisiete. C y D completan veintiocho días sin desenlace. F aporta información hasta el veinte y H hasta el veintiséis, ambos sin desenlace observado antes de que se pierda el seguimiento. Son entradas construidas para representar situaciones distintas y el programa de emisión no recibe las fechas futuras de esa segunda lista.

La primera elevación de A produce un resumen de tres unidades al cierre del día diez, de modo que el aviso queda emitido y cubre los cuatro días siguientes. Después, el resumen toma los valores de una unidad y media, tres cuartos, tres octavos y tres dieciseisavos. Cuando llega la nueva elevación el día quince, el resumen combina tres unidades de la entrega reciente con la mitad del resto anterior y alcanza $3{,}09375$, con lo que ya puede emitirse un segundo aviso.

La diferencia entre ambos avisos se conoce más tarde. El primero vence sin desenlace al cerrar el día catorce y el segundo anticipa el observado el día dieciocho. No se elimina el primero porque una emisión posterior haya acertado; la historia de A contiene una falsa alerta y una verdadera.

Los avisos aparecen por la misma regla, sin que el sistema necesite saber a qué fila de resultados pertenecerán. B muestra el coste de ignorar el horizonte. Su aviso del diecinueve ocurre antes del desenlace, pero fuera de los cuatro días pronosticados. Llamarlo verdadero porque al final se observa un desenlace transformaría una predicción temporal concreta en una afirmación indefinida sobre el futuro.

G aporta el fallo complementario, ya que presenta el desenlace el día veintisiete sin que el índice auxiliar se eleve. Su trayectoria debe permanecer en el denominador de los desenlaces observados, porque seleccionar para el análisis solo a las personas que generaron avisos borraría precisamente este fallo.

El registro de emisiones no se sustituye por ventanas dibujadas hacia atrás desde cada desenlace. Para A podría trazarse retrospectivamente un intervalo anterior al dieciocho que incluyera alguna elevación del índice. Un intervalo así ayudaría a describir la trayectoria, pero no reconstruiría qué avisos habría recibido ni cuántos habrían vencido. Esa experiencia se evalúa con la lista fechada.

El efecto de cambiar la pregunta puede comprobarse conservando exactamente esas nueve emisiones y recalificándolas, como cálculo secundario, con un horizonte de siete días. El aviso de B del diecinueve pasa entonces a incluir el desenlace del veinticinco, igual que su segundo aviso. Se obtienen cuatro emisiones verdaderas, dos falsas y tres indeterminadas, con lo que la precisión entre las resueltas sube a dos tercios. Siguen anticipados, sin embargo, los mismos tres primeros desenlaces.

La aparente mejora procede de aceptar una distancia temporal que antes quedaba fuera del objetivo, sin añadir información al momento de decidir ni anticipar el desenlace de G. Además, el acontecimiento de B da ahora crédito a dos emisiones. Eso es admisible si se declara que la unidad es el aviso, pero sería un recuento duplicado si se presentara como dos episodios detectados.

Recalificar las emisiones no es lo mismo que ejecutar una nueva política completa. Se han mantenido las emisiones originales, incluida su pausa de cuatro días, para aislar el efecto del criterio de adjudicación. Una política que anunciara siete días y bloqueara durante ellos nuevas emisiones podría generar otra lista y tendría que ejecutarse y evaluarse por separado. El resultado principal conserva los cuatro días prometidos y la variante muestra cuánto puede cambiar una cifra al modificar después su definición.

Adjudicar requiere observar el horizonte

Una alerta verdadera puede resolverse antes de que termine toda su ventana, como ocurre cuando llega la ficha afirmativa de E el día quince y ya se sabe que la emisión del doce acertó dentro del horizonte de los días trece a dieciséis. La vigilancia termina con ese primer desenlace y no hace falta observar el día dieciséis para confirmar un acontecimiento que ya ocurrió.

Para declarar falsa una alerta se necesita información libre del desenlace durante todo su horizonte. La emisión de B del día diecinueve se resuelve al cerrar el veintitrés, cuando constan cuatro días sin el acontecimiento, por lo que la observación del desenlace dos días después no altera esa adjudicación.

En F, al cierre del veinte solo se ha observado el primer día de la ventana y los días restantes pueden contener el desenlace o transcurrir sin él. Ambos futuros son compatibles con el registro disponible; la pérdida de seguimiento produce censura respecto de la pregunta que formula esa alerta. Etiquetarla como falsa introduciría una respuesta que no figura en los datos.

La emisión tardía de C muestra que también un cierre administrativo puede cortar una ventana, porque C completa el seguimiento previsto hasta el día veintiocho pero su aviso cubre hasta el veintinueve. Cumplir todas las visitas programadas no equivale a completar todos los horizontes emitidos. Para resolver este aviso haría falta información de un día adicional, aunque el seguimiento general se haya hecho según el calendario.

Con tres alertas verdaderas, tres falsas y tres indeterminadas, la precisión entre las seis resueltas es

El denominador identifica el subconjunto al que corresponde ese resultado. Presentarlo como precisión de todas las emisiones exigiría conocer o modelar qué habría ocurrido en las otras tres. Si la pérdida de seguimiento se relacionara con el estado de las personas, las ventanas resueltas podrían diferir sistemáticamente de las pendientes.

Sin añadir un modelo de censura pueden calcularse límites para las nueve emisiones. Si ninguna pendiente acierta quedan tres verdaderas entre nueve y, si aciertan las tres, quedan seis, así que la precisión completa compatible con lo observado está entre un tercio y dos tercios. Son cotas por información incompleta y no un intervalo de confianza obtenido de una muestra aleatoria. Los datos ficticios no justifican ninguna distribución de probabilidades entre esos extremos.

Las cotas son alcanzables sin contradecir ninguna ficha observada. Para que todas las pendientes resulten verdaderas, el desenlace de C podría aparecer el día veintinueve, el de F en alguno de los días veintiuno a veintitrés y el de H entre el veintisiete y el veintinueve. También es compatible que ninguna de esas ventanas contenga el acontecimiento. Estas posibilidades solo comprueban los límites y no se añaden a la tabla como resultados.

Heagerty, Lumley y Pepe (2000) formularon curvas ROC dependientes del tiempo para un marcador medido al inicio y desenlaces de supervivencia sujetos a censura. Ese planteamiento hace explícito que la condición de caso o control depende del horizonte y de lo observado, aunque aquí evaluamos emisiones repetidas y usamos recuentos con cotas, sin aplicar sus estimadores a las nueve alertas. Mantener clara la diferencia entre ambos problemas conserva el significado de los cálculos.

Esperar a disponer de todos los desenlaces no autorizaría a reescribir las emisiones. Una ampliación del seguimiento podría resolver las tres filas pendientes, pero el umbral, el día de cada aviso y su ventana seguirían siendo los mismos. La evaluación se actualiza al recibir evidencia nueva y la decisión histórica queda registrada.

Personas, primeros desenlaces y avisos

Se observan cuatro primeros desenlaces. Los de A, B y E están cubiertos por una alerta previa vigente y el de G queda sin anticipación, por lo que la sensibilidad respecto de estos primeros desenlaces observados es de tres cuartos. F y H no aportan desenlaces observados a ese denominador. Si aparecieran después de la pérdida seguirían faltando en esta evaluación. Por eso el cociente se presenta con su alcance observado.

La anticipación individual también puede leerse directamente. A dispone de tres días entre emisión y desenlace, B de uno y E de tres, con una mediana de tres días. Estos tiempos pertenecen a los aciertos y no asignan anticipación a G ni a las ventanas indeterminadas. Un promedio de los aciertos describiría el tiempo disponible entre quienes fueron anticipados, sin resolver cuántos se perdieron.

Otra clasificación considera a cada persona una sola vez y pregunta si recibió algún aviso y si presentó el desenlace durante el seguimiento. Para completar esa tabla se usan las cuatro personas con desenlace observado y las dos que llegan al cierre administrativo sin él, mientras F y H quedan fuera por seguimiento incompleto. En ese subconjunto, A, B y E son positivos con desenlace, G tiene desenlace sin aviso, C tiene avisos sin desenlace dentro del seguimiento y D no tiene ninguno.

Resultan tres verdaderos positivos, un falso negativo, un falso positivo y un verdadero negativo, con una precisión por personas de tres cuartos y una especificidad de un medio. Son recuentos del subconjunto definido y no estimadores automáticamente transportables a todas las personas que iniciaron la vigilancia.

La precisión por personas supera la de las alertas resueltas porque responde a otra pregunta, en la que A y B quedan reducidas a una sola casilla positiva y sus primeras falsas alertas dejan de aparecer como emisiones separadas. Una persona puede contribuir a una clasificación positiva correcta y haber recibido, a la vez, un aviso anterior que venció sin desenlace.

C permite distinguir además los límites temporales de las dos tablas. Figura como persona sin desenlace hasta el cierre administrativo y sus avisos la colocan en la casilla de falso positivo de esa clasificación. Sin embargo, el resultado de su emisión del veinticinco sigue indeterminado porque abarca un día posterior al cierre. No hay contradicción, ya que la clasificación por personas comprende el seguimiento hasta el veintiocho y esa alerta formula una pregunta hasta el veintinueve.

En la definición usual, la precisión divide los positivos verdaderos entre todas las clasificaciones positivas y la sensibilidad los divide entre los casos con desenlace. Davis y Goadrich (2006) muestran por qué estos denominadores contienen información diferente. En una serie con avisos repetidos hay que decidir además qué entidad ocupa cada casilla, porque la palabra «positivo» puede designar a una persona, una emisión o una jornada y los recuentos cambian con esa elección.

Una tabla por persona que solo exigiera algún aviso anterior al final podría incluso dar crédito a una emisión demasiado lejana. En las trayectorias construidas, los tres positivos con desenlace cuentan también con una alerta temporalmente válida, pero esa coincidencia no está garantizada por la definición. Por eso se conserva la sensibilidad de primeros desenlaces calculada con ventanas, además de la clasificación resumida por personas.

La carga durante el tiempo observado

El tiempo en riesgo va desde el inicio del día ocho, una vez fijada la referencia, hasta el cierre del primer desenlace o del último día observado. Incluye la jornada en que se conoce el desenlace al final del día, porque durante esa jornada la persona seguía bajo vigilancia. La notificación de ese cierre impide una nueva emisión, aunque la jornada aporte tiempo al denominador.

En A, la primera alerta cubre cuatro días completos y la segunda tres días observados, desde el dieciséis hasta el dieciocho, cuando ocurre el desenlace y termina el tiempo en riesgo. Aunque su horizonte estaba anunciado hasta el diecinueve, ese día ya no se suma al seguimiento del primer desenlace. B aporta cuatro días bajo el primer aviso y uno bajo el segundo.

En C se cuentan cuatro días de la primera ventana y tres de la segunda, hasta el corte administrativo, mientras F y H aportan un día observado bajo sus respectivos avisos. El estado indeterminado de una alerta no impide medir el tiempo durante el cual estuvo vigente con seguimiento activo. La carga observada y el resultado final del pronóstico son cantidades distintas.

La proporción de tiempo bajo alerta es de veinticuatro entre ciento treinta y uno, aproximadamente el dieciocho por ciento. Se calcula sobre la unión de los días cubiertos. Si una política permitiera ventanas solapadas, una jornada contaría una sola vez para esta proporción aunque hubiera varias emisiones activas. El número de mensajes, en cambio, podría contar todas las notificaciones recibidas.

Las nueve emisiones equivalen a unas siete por cada cien días-persona, con un valor exacto de $900/131$; las tres falsas confirmadas equivalen a $300/131$, unas dos y tres décimas por cien días-persona. Este último número deja aparte las tres pendientes sin suponer que su contribución futura a las falsas alertas sea cero, así que la tabla de estados debe acompañar a la tasa.

La carga puede expresarse también en unidades de trabajo, siempre que sus valores se hagan explícitos. Para una ilustración administrativa, asignemos diez minutos a revisar cada aviso y dos minutos adicionales a registrar cada jornada observada bajo alerta. Son cantidades inventadas para el cálculo, sin pretensión de describir una consulta real. Las emisiones requieren noventa minutos y las jornadas cubiertas otros cuarenta y ocho, con un total de ciento treinta y ocho.

Aquí las alertas indeterminadas cuentan desde que se emiten, porque no conocer todavía su resultado no devuelve el tiempo empleado en revisarlas. F y H, a su vez, solo aportan las jornadas bajo alerta que constan en el registro y no se imputan tareas realizadas después de perder el seguimiento. Se ha calculado una carga observada bajo una convención explícita.

Ese total no equivale a un coste por episodio evitado, porque el ejercicio no contiene episodios evitados, salarios ni consecuencias de una actuación. La traducción responde a una pregunta administrativa acotada, la de cuánto trabajo corresponde a las emisiones y jornadas registradas si cada una demanda esos minutos. Otra organización podría sustituir los valores y conservar los mismos recuentos sin modificar la precisión del pronóstico.

El trabajo de Tatbul y colaboradores (2018) sobre precisión y recuperación para series temporales muestra cómo la duración, la posición y la fragmentación pueden cambiar la evaluación de intervalos detectados. Su problema trata rangos anómalos y su solapamiento con detecciones, mientras que aquí las ventanas se sitúan antes de un desenlace y tienen una regla propia de acierto. Lo que comparten es la necesidad de conservar la estructura temporal; de aquel trabajo no se toma ninguna definición de predicción a cuatro días.

Tampoco se tratan los ciento treinta y un días como ensayos independientes, porque varios pertenecen a la misma persona y algunos están cubiertos por una misma emisión. Dividirlos aleatoriamente para obtener muchas réplicas inflaría la apariencia de información. La exposición es el denominador de la carga; el número de unidades independientes para una inferencia exigiría especificar cómo se generaron las trayectorias y qué población se pretende representar.

Lo que queda en el registro de evaluación

El cálculo reproducible conserva las observaciones con su fecha de medición y de entrega, las fichas diarias del desenlace, la selección en desarrollo y todas las decisiones de evaluación. El procedimiento secuencial no recibe la tabla final de seguimiento. Procesa las notificaciones publicadas en cada cierre y después el valor auxiliar correspondiente; si ese cierre ya contiene el primer desenlace, detiene las emisiones.

Una comprobación modifica todas las observaciones y notificaciones futuras después de cada fecha de corte y verifica que las decisiones anteriores permanecen idénticas. Otra reproduce el cálculo usando únicamente los datos entregados hasta ese corte. Así se pone a prueba una propiedad concreta de la implementación, la de que ni los cambios posteriores del índice ni una notificación posterior pueden alterar un aviso ya emitido.

La comprobación aritmética usa, además, la suma geométrica explícita de todas las desviaciones anteriores para reconstruir el resumen sin repetir su recursión, lo que recupera las nueve emisiones, sus adjudicaciones y los días cubiertos con fracciones exactas. El material conservado permite revisar una fila individual sin aceptar como correcta la cifra agregada por el mero hecho de haber salido de un programa.

La regla queda evaluada para el criterio funcional inventado, aunque todavía no se ha valorado ninguna respuesta asistencial al aviso. Vickers y Elkin (2006) incorporan las consecuencias de las decisiones mediante el beneficio neto y un umbral de probabilidad que expresa un intercambio entre resultados favorables y desfavorables. Nuestro umbral de dos unidades no es esa probabilidad. No puede introducirse directamente en ese cálculo ni revelar cuánto beneficiaría actuar ante una emisión.

Si una respuesta posterior modificara el desenlace, también cambiaría el significado de la evaluación, porque habría que distinguir el comportamiento del pronóstico de los efectos de responder a él. Los registros actuales no contienen esa intervención ni sus consecuencias, aunque sí permiten describir la carga ya generada, el tiempo de anticipación observado y las preguntas que quedaron abiertas por falta de seguimiento.

En la fila de H constan una emisión al cierre del día veinticinco, una ventana desde el veintiséis hasta el veintinueve y una última ficha negativa el veintiséis. Ese último dato confirma un día sin desenlace dentro de la ventana, pero no los tres restantes. La fila conserva, por tanto, la etiqueta indeterminada y un día de exposición observada bajo alerta. Para cambiar su etiqueta hace falta una nueva observación fechada; volver a calcular el mismo archivo no la produce.

Referencias

Davis, J., & Goadrich, M. (2006). The relationship between Precision-Recall and ROC curves. En Proceedings of the 23rd International Conference on Machine Learning (pp. 233–240). https://doi.org/10.1145/1143844.1143874

Heagerty, P. J., Lumley, T., & Pepe, M. S. (2000). Time-dependent ROC curves for censored survival data and a diagnostic marker. Biometrics, 56(2), 337–344. https://doi.org/10.1111/j.0006-341X.2000.00337.x

Roberts, S. W. (1959). Control chart tests based on geometric moving averages. Technometrics, 1(3), 239–250. https://doi.org/10.1080/00401706.1959.10489860

Snippe, E., Smit, A. C., Kuppens, P., Burger, H., & Ceulemans, E. (2023). Recurrence of depression can be foreseen by monitoring mental states with statistical process control. Journal of Psychopathology and Clinical Science, 132(2), 145–155. https://doi.org/10.1037/abn0000812

Tatbul, N., Lee, T. J., Zdonik, S., Alam, M., & Gottschlich, J. (2018). Precision and recall for time series. Advances in Neural Information Processing Systems, 31. https://papers.nips.cc/paper_files/paper/2018/hash/8f468c873a32bb0619eaeb2050ba45d1-Abstract.html

Vickers, A. J., & Elkin, E. B. (2006). Decision curve analysis: A novel method for evaluating prediction models. Medical Decision Making, 26(6), 565–574. https://doi.org/10.1177/0272989X06295361