井出草平の研究ノート

間接効果と総合効果[Mplus]

UCLAのidreの解説から。
https://stats.idre.ucla.edu/mplus/seminars/mplus-class-notes/path/

データ

https://stats.idre.ucla.edu/wp-content/uploads/2016/02/path.dat

  • 高校の成績 (hs)
  • 大学の成績 (col)
  • GRE スコア (gre)
  • および大学院の成績 (grad)

モデル

f:id:iDES:20200830094714p:plain

コード

上記のモデルのコードは下記。

title: Path analysis -- just identified model

data:
file is path.dat;

variable:
names are hs gre col grad;

model:
gre on hs col;
grad on hs col gre;

output: 
stdyx;

stdyxオプションはyとxの両方で標準化された係数を生成する。

結果

以下では標準化されていない結果を表示する。

MODEL RESULTS

                                                    Two-Tailed
                    Estimate       S.E.  Est./S.E.    P-Value

 GRE      ON
    HS                 0.309      0.065      4.756      0.000
    COL                0.400      0.071      5.625      0.000

 GRAD     ON
    HS                 0.372      0.075      4.937      0.000
    COL                0.123      0.084      1.465      0.143
    GRE                0.369      0.078      4.754      0.000

 Intercepts
    GRE               15.534      2.995      5.186      0.000
    GRAD               6.971      3.506      1.989      0.047

 Residual Variances
    GRE               49.694      4.969     10.000      0.000
    GRAD              59.998      6.000     10.000      0.000


R-SQUARE

    Observed                                        Two-Tailed
    Variable        Estimate       S.E.  Est./S.E.    P-Value

    GRE                0.444      0.052      8.477      0.000
    GRAD               0.477      0.051      9.333      0.000

大学院の成績に大学の成績が関連していないという結果がでいる。

間接効果と総合効果

間接効果を測定するにはmodel indirect:を挿入する。grad ind hsは高校の成績が大学院の成績どのように効果を及ぼしているかということである。

title:  Path analysis -- with indirect effects

data:
file is path.dat;

variable:
names are hs gre col grad;

model:
gre on hs col;
grad on hs col gre;

model indirect:
grad ind hs;

output: 
stdyx;

結果。

TOTAL, TOTAL INDIRECT, SPECIFIC INDIRECT, AND DIRECT EFFECTS


                                                    Two-Tailed
                    Estimate       S.E.  Est./S.E.    P-Value

Effects from HS to GRAD

  Total                0.487      0.075      6.453      0.000
  Total indirect       0.114      0.034      3.362      0.001

  Specific indirect

    GRAD
    GRE
    HS                 0.114      0.034      3.362      0.001

  Direct
    GRAD
    HS                 0.372      0.075      4.937      0.000

総合効果は0.487である。
GREを通しての間接効果は0.114である。これはhs->gre->Gradのパスの値である0.309*0.369で求められる。
間接効果のトータルは0.114なのは、hs->gre->Gradのパスしかないためである。総合効果は直接効果と間接効果のトータルを足したものなので、0.372 + 0.114 = 0.487となっている。

解釈としては、高校の成績による大学院の成績の説明は、その効果の一部はGRE のスコアによって媒介されている(P= 0.001)だが、推定値から部分的な媒介であることがわかる。

特定の間接効果 Specific indirect effects

Specificの翻訳が特定なのか固有なのかよくわからないので、とりあえず特定と翻訳しておく。

モデルの修正

hs -> col、つまり、高校の成績 -> 大学の成績というパスが加えられたモデルが検討されている。

f:id:iDES:20200830094732p:plain

2つの間接効果

hs -> col -> gradとhs -> gre -> gradの2つの間接効果をまず計算してみよう。

コード

title: Multiple indirect paths

data:
file is path.dat;

variable:
names are hs gre col grad;

model:
gre on col hs;
grad on hs col gre;
col on hs;

model indirect:
grad ind col hs;
grad ind gre hs;

output: stdyx;

モデルの修正でmodel:col on hs;が追加されている。またmodel indirect:の中にgrad ind col hs;の間接効果も追加されている。

結果。

TOTAL, TOTAL INDIRECT, SPECIFIC INDIRECT, AND DIRECT EFFECTS


                                                    Two-Tailed
                    Estimate       S.E.  Est./S.E.    P-Value

Effects from HS to GRAD

  Sum of indirect      0.189      0.054      3.519      0.000

  Specific indirect

    GRAD
    COL
    HS                 0.075      0.051      1.455      0.146

    GRAD
    GRE
    HS                 0.114      0.034      3.362      0.001

hs -> col -> gradのパスの推定値は0.075でP=0.146であるため、統計学的に有意ではない。そもそも、col -> gradが有意ではないので、当たり前と言えば当たり前である。

 特定の間接効果を指定する

コード。

title: Multiple indirect paths

data:
file is path.dat;

variable:
names are hs gre col grad;

model:
gre on col hs;
grad on hs col gre;
col on hs;

model indirect:
grad ind col hs;
grad via gre hs;

output: stdyx;

model indirect:の中にgrad via gre hs;も追加されている。これはgreを経由する効果(hs->grad)の検討を指定していて、これがSpecificということである。

結果

TOTAL, TOTAL INDIRECT, SPECIFIC INDIRECT, AND DIRECT EFFECTS


                                                    Two-Tailed
                    Estimate       S.E.  Est./S.E.    P-Value

Effects from HS to GRAD

  Indirect             0.075      0.051      1.455      0.146

Effects from HS to GRAD via GRE

  Sum of indirect      0.204      0.047      4.333      0.000

  Specific indirect
    GRAD
    GRE
    HS                 0.114      0.034      3.362      0.001

    GRAD
    GRE
    COL
    HS                 0.090      0.026      3.487      0.000

特定のの間接効果を求めると、直接効果はこの部分には表示されないようだ。先ほどと同じく0.372と書かれてある。また総合効果の記述もされていない。

hs->gre->gradのパスの間接効果は先ほどと同じく0.114である。 新たに計算したhs-> col -> gre-> gradのパスの間接効果は0.090でこれも統計学的に有意である。
間接効果のトータルは 0.114 + 0.090 = 0.204 である。
Indirect: 0.075 はその他の間接効果で、先ほどの計算にも登場したhs -> col -> gradの間接効果の推定値に相当する。

重回帰分析とロジステック回帰分析をRとMplusでやって比較する[Mplus][R]

データの準備

AERパッケージのCPS1985データを利用する。

library(AER)
data(CPS1985)
d1 <- CPS1985

caretパッケージのdummyVars関数を用いて、factor型のものをすべてダミー変数化する。

library(caret)
dummy <- dummyVars(~.,data=d1)
d2 <- as.data.frame(predict(dummy, d1))
str(d2)

このようにダミー変数化される。

'data.frame':    534 obs. of  24 variables:
 $ wage                 : num  5.1 4.95 6.67 4 7.5 ...
 $ education            : num  8 9 12 12 12 13 10 12 16 12 ...
 $ experience           : num  21 42 1 4 17 9 27 9 11 9 ...
 $ age                  : num  35 57 19 22 35 28 43 27 33 27 ...
 $ ethnicity.cauc       : num  0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 ...
 $ ethnicity.hispanic   : num  1 0 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ ethnicity.other      : num  0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ region.south         : num  0 0 0 0 0 0 1 0 0 0 ...
 $ region.other         : num  1 1 1 1 1 1 0 1 1 1 ...
 $ gender.male          : num  0 0 1 1 1 1 1 1 1 1 ...
 $ gender.female        : num  1 1 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ occupation.worker    : num  1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 ...
 $ occupation.technical : num  0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ occupation.services  : num  0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ occupation.office    : num  0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ occupation.sales     : num  0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ occupation.management: num  0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ sector.manufacturing : num  1 1 1 0 0 0 0 0 1 0 ...
 $ sector.construction  : num  0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 ...
 $ sector.other         : num  0 0 0 1 1 1 1 1 0 1 ...
 $ union.no             : num  1 1 1 1 1 0 1 1 1 1 ...
 $ union.yes            : num  0 0 0 0 0 1 0 0 0 0 ...
 $ married.no           : num  0 0 1 1 0 1 1 1 0 1 ...
 $ married.yes          : num  1 1 0 0 1 0 0 0 1 0 ...

Mplusへのデータの出力

まずは変数名を書き出す。Mplusはコードに変数名を入れる必要があるので行う作業である。MplusAutomationパッケージを使って変数名を出力しておくと、コードを書くのが非常に楽になる。

library(MplusAutomation)
variable.names(d2) # 変数名を書き出し

変数の書き出し結果。エディタなどを利用してMplusで使えるように半角スペース区切りにしていく。

 [1] "wage"                  "education"             "experience"            "age"                   "ethnicity.cauc"        "ethnicity.hispanic"   
 [7] "ethnicity.other"       "region.south"          "region.other"          "gender.male"           "gender.female"         "occupation.worker"    
[13] "occupation.technical"  "occupation.services"   "occupation.office"     "occupation.sales"      "occupation.management" "sector.manufacturing" 
[19] "sector.construction"   "sector.other"          "union.no"              "union.yes"             "married.no"            "married.yes"     

csvで書き出すというのでも良いかもしれない。エクセルを使った方が多少速くなる気もする。

df <- variable.names(d2)
write.csv(df, file = "varnames.csv", row.names=TRUE, fileEncoding ="UTF-8") 

最新版のExcelでは文字コードUTF-8になっているので、ここではUTF-8で出力しているが、ExcelエンコードがShift-JISの人はfileEncoding ="cp932"と書き換える必要がある。
Mplus用にデータ本体を出力する。

prepareMplusData(d2, filename="CPS1985.dat", 
                 overwrite=T)

重回帰分析

Rでの実行例

分析例は、賃金が従属変数、性別(男)と年齢が独立変数になった重回帰分析である。

lm01 <- glm(wage ~ factor(gender.male) + age, data=d2)
summary(lm01)

結果。

Coefficients:
            Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
(Intercept)  4.65425    0.76105   6.116 1.87e-09 ***
gender.male  2.27469    0.43029   5.286 1.82e-07 ***
age          0.08522    0.01830   4.656 4.08e-06 ***

Mplusでの実行例

同じことをMplusで行う。まずはコード。

TITLE: Linear  Regression
DATA: file =CPS1985.dat;
VARIABLE:
    NAMES = wage education experience age ethnicity_cauc ethnicity_hispanic
            ethnicity_other region_south region_other gender_male  gender_female
            occupation_worker occupation_technical  occupation_services occupation_office
            occupation_sales  occupation_management sector_manufacturing
            sector_construction sector_other union_no  union_yes married_no married_yes;
    USEVARIABLES= wage gender_male age;
MODEL: wage on gender_male age;
ANALYSIS: estimator = ML;
OUTPUT: TECH1 SAMPSTAT STDYX RESIDUAL CINTERVAL;
PLOT: TYPE = PLOT1;

結果。

MODEL RESULTS

                                                    Two-Tailed
                    Estimate       S.E.  Est./S.E.    P-Value

 WAGE     ON
    GENDER_MAL         2.275      0.429      5.302      0.000
    AGE                0.085      0.018      4.670      0.000

 Intercepts
    WAGE               4.654      0.759      6.133      0.000

 Residual Variances
    WAGE              24.257      1.484     16.341      0.000

Rでの推定結果と見比べると、推定値は全く同じである。標準誤差は微妙に違う。Rで通常の重回帰をすると最小二乗法を使うが、Mplusの方は最尤法だからだ。

ちなみに、ロバスト最尤法=MLRを使うと下記のようになる。さきほどのコードをANALYSIS: estimator = MLR;と書き換えるだけである。

MODEL RESULTS

                                                    Two-Tailed
                    Estimate       S.E.  Est./S.E.    P-Value

 WAGE     ON
    GENDER_MAL         2.275      0.434      5.244      0.000
    AGE                0.085      0.020      4.237      0.000

 Intercepts
    WAGE               4.654      0.847      5.494      0.000

 Residual Variances
    WAGE              24.257      3.195      7.591      0.000

推定値は同じだが、標準誤差が大きく違っている。MLRの方が標準誤差が大きい。標準誤差は小さい方がよいため、MLでの推定の方がよいととりあえず判断してよいだろう。

ロジスティック回帰分析

Rでの実行例

lm04 <- glm(factor(married.yes) ~ factor(gender.male) + age, family=binomial, data=d2)
summary(lm04)

結果。

Coefficients:
                      Estimate Std. Error z value Pr(>|z|)    
(Intercept)          -1.420497   0.353612  -4.017 5.89e-05 ***
factor(gender.male)1  0.049341   0.191166   0.258    0.796    
age                   0.057319   0.009245   6.200 5.65e-10 ***

Mplusでの実行例

コード。

title: Logistic Regression
data: file =CPS1985.dat;
variable:
    names = wage education experience age ethnicity_cauc ethnicity_hispanic
            ethnicity_other region_south region_other gender_male  gender_female
            occupation_worker occupation_technical  occupation_services occupation_office
            occupation_sales  occupation_management sector_manufacturing
            sector_construction sector_other union_no  union_yes married_no married_yes;
    USEVARIABLES= married_yes gender_male age;
    categorical = married_yes;
model:
    married_yes on gender_male age;
analysis: estimator = ml;
output: tech1 sampstat standardized;

結果。

MODEL RESULTS

                                                    Two-Tailed
                    Estimate       S.E.  Est./S.E.    P-Value

 MARRIED_YE ON
    GENDER_MAL         0.049      0.191      0.258      0.796
    AGE                0.057      0.009      6.199      0.000

 Thresholds
    MARRIED_$1         1.420      0.354      4.017      0.000

推定値が同じというのは先ほどの重回帰と同じである。 気をつけるべきところは、Mplusでは切片(Intercept)という表現ではなく閾値(Thresholds)になっていることである。値は、絶対値は同じだが、符号のプラスマイナスが逆である。もし、Mplusで分析した結果をレポートなり、論文なりに切片として表記する場合には、符号を逆転させる必要性がある。

ロジスティック回帰分析[Mplus]

Mplusでロジスティック回帰分析をする方法である。炭鉱夫の年齢と炭鉱で働くと生じる健康被害の息切れの関係を推定した例を使用する。

解説するのはこちらの例。
https://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/download?doi=10.1.1.367.3127&rep=rep1&type=pdf

データはこちらからダウンロードできる。 https://www.statmodel.com/mplusbook/chapter5.shtml

title: logit regression for coal miners

data:
    file =coalminer.dat;

variable:
    names = x u w;
    categorical = u;
    freqweight = w;

define:
    x = x/10;

model:
    u on x;

analysis:
    estimator = ml;

output:
    tech1 sampstat standardized;

ロジステック回帰分析は従属変数がカテゴリカル変数(この例では2値)であるため、CATEGORICALオプションで指定する。このコードの場合にはcategorical = uがそれに相当する。
また、いくつかオプションが書き加えられている。freqweightオプションは、頻度(ケース)重み付けの変数指定でする。頻度のウェイトの値は整数でなければならない。(参照)

コードの解説だけではよくわからないので、元データをみてみよう。

f:id:iDES:20200829044429p:plain

データをみると炭鉱夫22歳のところはYesは1952,Noが16となっている。 分析のデータであるcoalminer.datをみると、スタック形式のデータセットになっている。

22 0 1936
22 1 16
27 0 1759
27 1 32
32 0 2040 

つまり、ケース数を重みづけとして掛けているわけだ。ロジスティック回帰分析を習う時にはクロス表の拡張ですよ、と習うはずなので基本的な勉強をした人にとっては、それほど不思議なデータではないはずだ。スタック形式のデータ表現は三重クロス表も列を増やせばよいので、1ケース1行のデータ形式でなくても、クロス表があれば分析ができる。もともとロジスティック回帰分析とはそういうものなので、再分析をする時などに知っておくとよいのかもしれない。
普段よく使用する1ケース1行のデータセットの場合は頻度の重み付けが不要なのでfreqweightを指定しなければよいだけである。

DEFINEコマンドは新しい変数を作成するコマンドだ。独立変数の値を10分の1にするという定義がされているが、これをすると推定結果が10倍になる。推定結果が異なるのでオッズ比も違いが出てくる。1年刻みであったものを10分の1にするということは10年でどのくらい違ってくるか、というデータの解釈になる。

結果は以下のように出る。

MODEL RESULTS

                                                    Two-Tailed
                    Estimate       S.E.  Est./S.E.    P-Value

 U          ON
    X                  1.025      0.025     41.758      0.000

 Thresholds
    U$1                6.564      0.124     52.873      0.000


LOGISTIC REGRESSION ODDS RATIO RESULTS

 U          ON
    X                  2.787

オッズ比はロジスティック回帰なので、対数でe^{1.025} = 2.79と計算できる。
xが1単位(10年)増えると、炭鉱夫の息切れ症状が現れる確率が2.79倍になるという解釈だ。1年、つまりdefine: x = x/10;を指定しない場合は1年のオッズ比が出て、結果は1.108倍になる。10年単位が知りたければ、1.10810の10乗を計算すれば、同じ計算をしていることになる。ただ、小数点の四捨五入の関係で、実際に計算すると、2.788673となり、出力と0.001の差が出る。通常使う分には問題ないようには思うが、DEFINEを知っておくといいこともありそうだ。

通常のロジスティック回帰分析は最小二乗法で推定するが、Mplusの例は最尤法なので、推定値は変わらないが、標準誤差が異なり、場合によってはP値も異なる時がある。どちらが良い推定方法なのかは、標準誤差が小さい方がよいとされている。要するにデータによって異なるということである。なお、Mplusでは切片ではなく閾値(Thresholds)が出力されるが、これは符号が違うだけである。

インターネット・ゲーム障害のレビュー

www.ncbi.nlm.nih.gov

ナンシー・ペトリーによるレビュー。ナンシー・ペトリーはアメリカ精神医学会のDSM-5の物質使用と関連障害ワークグループの議長であった人物だ。ギャンブル障害に引き続いて、インターネット・ゲーム障害についてもみていこう。

DSM-5とインターネット・ゲーム障害

ワークグループは、さらなる研究を必要とする状態として、研究の付録であるセクション3にインターネットゲーム障害のみを含めることを推奨した(Petry et al. 2015)。ワークグループは、他の条件に関する既存のデータは、新しい精神障害としてのStein(2010)の基準に適合するには予備的すぎると結論付けた。

DSM-5では、よくある誤解を明確にするために、オフラインでのゲームやインターネットに接続していないデバイスでのゲームもこの状態を構成する可能性があると明記されている。インターネットを利用したビデオゲームのアプリケーションが最も問題と関連していることと、「ギャンブル障害」との区別をつけるために、「インターネット」という言葉を含んだ"Internet gaming disorder"という用語を用いている。

後半の記述はこれは知らなかった。そんな含意があったとは。

概念

ゲームは特に思春期の男子に人気のある娯楽であり、男子の 90%以上がビデオゲームをプレイしており、週に平均 12 時間プレイしていると推定されている(Gentile 2009)。ギャンブル障害や物質使用障害と同様に、時間や頻度の記述子は診断基準に含まれていない(Hasin et al. 2013)

使用量が依存・嗜癖を測る指標になるかは議論があるようだ。尺度の表面妥当性に重きを置く心理学系の人は使用時間が有用という傾向があり、臨床と密接な精神医学、臨床心理学系の人は否定的な印象がある。

Koo et al. (2017)は、現在ゲーミング問題を抱えている人、過去にゲーミング問題を抱えていたが現在は抱えていない人、対照群の3つのグループ(N = 75/各グループ)に対して、DSM-5基準に基づいた臨床面接を実施した。ほとんどの基準は分類状態に大きく寄与し、5つの基準のカットポイントは、正常なレベルのプレイをしている人と臨床的に重大な問題を経験している人を区別する上で最大の感度と特異性を持っていた。Koo et al. (2017)は236人の青年に構造化評価を実施し、1ヶ月間のテスト-再テストの信頼性、臨床的印象との良好な一致、および十分な識別妥当性を見出した。有望ではあるが、一般集団、ハイリスク群、臨床群にまたがるより大きな異文化サンプルで基準を評価するためには、さらなる研究が必要である。

DSM-5の基準の妥当性にはいろいろな意見がある。そちらはまた別稿で。

疫学

2016年までに学校または一般集団を対象に実施された回答者3,000人以上を含む大規模研究から得られたIGDの推定有病率の概要である。有病率は0.3%から4.9%までの幅があり、半数以上の研究では2.0%未満となっている。有病率は研究によって異なるが、その理由の一部には、サンプル、測定方法、基準の違いがある。分類に関する懸念を考慮すると、これらの有病率は慎重に解釈すべきである。

筆頭著者、年 N 年齢 尺度 %
Wittek, 2016 ノルウェー 10,081 16-74 Game Addiction Scale 0.3 – 0.5
Rehbein, 2015 ドイツ 11,003 13-18 Video Game Dependency Scale 1.2
Van Rooij, 2011 オランダ 4,559 13-16 Compulsive Internet Use Scale 1.5
Muller, 2015 ヨーロッパ 12,938 14-17 Assessment of Internet and Computer Game Addiction 1.6
Rehbein, 2010 ドイツ 15,168 平均15 Video Game Dependency Scale 1.7
Johansson, 2004 ノルウェー 3,237 12-18 Young Internet Addiction scale- revised for gaming 2.7
Festl, 2013 ドイツ 4,382 14-90 Game Addiction Scale 3.7
Papay, 2013 ハンガリー 5,045 平均16 Problematic Online Gaming Questionnaire 4.6
Desai, 2010 米国 4,028 14-18 Impulse Control Disorder- Revised for Gaming Scale 4.9

いずれも尺度による疫学であることに注意。実際の有病率はもっと少ない。

併存症

うつ病とインターネットゲーム障害は複数の研究で併存する(Desai et al. 2010, Gentile et al. 2011, van Rooij et al. 2011)。

インターネットゲーム障害を有する患者はまた、不安、特に社会不安の高率を示す(Gentile et al. 2011, van Rooij et al. 2014)。

衝動性および注意欠陥多動性障害ADHD)もIGDでは高い割合で現れる(Choo et al. 2010, Gentile 2009, Walther et al. 2012)

Chan and Rabinowitz (2006) ではゲームとADHDの関連は見いだしたが、ADHDと他のメディア使用は対照群と違いはなかったようだ。ADHDとの結びつきにはゲームに固有の可能性がある。

アメリカの高校生では、ゲームに問題がある生徒は喫煙率が高く、ある種の違法薬物の使用率が高かった(Desai et al. 2010)。

オランダの学生では、過度のオンラインゲームは喫煙、飲酒、マリファナの使用と関連していた(van Rooij et al. 2014)

ドイツの学生を対象とした研究でも、マリファナの使用と問題のあるゲームとの関連性が指摘されている(Walther et al. 2012)。

リスク

ほとんどの有病率調査では、男性の方が女性よりもインターネットゲーム障害を発症する可能性が高く、思春期の若者の発症率は成人よりも高い((Weng et al. 2013, Yuan et al. 2013)。

Swing et al. (2010) は、1年間にゲームの量を増やした子どもは、ゲームをしなかった子どもよりも注意力に問題があることを明らかにしている。

Gentile et al. (2011)は、衝動性、社会的能力の低さ、感情の調節能力の低さが、インターネットゲーム障害の発症を予測しているとしている。

Rehbein and Baier (2013)は、学校での仲間づくりがうまくいっていない片親家庭の10歳の子どもを追跡したところ、以後5年間にゲームの問題を発症する可能性が高いと指摘している。

神経生物学と遺伝学

Weng et al. (2013)や Yuan et al. (2013)ではorbitofrontal cortex (OFC)と bilateral insulaとsupplemental motor areaの灰白質に変化が見られると報告している。Weng et al. (2013)はright OFCとbilateral insulaの灰白質萎縮とゲーム障害の重症度との間に逆の関係があるとしている。

Lin et al.(2015) ではinferior frontalとcingulate gyrus, lingual, hippocampusとprecuneusでの灰白質の減少、inferior frontalとlingual gyrusとinsulaとprecuneusとanterior cingulateとamygdalaでの白質の減少を報告している。

Dong et al. (2012)はthalamus とposterior cingulate cortexの白質の増加がゲーム障害の重症度と関連していると指摘している。

このように一貫した知見が得られているわけではない。

Ko et al. (2013)ではPFCやanterior cingulate cortexとinsulaの活性化が高いことが示されている。

  • Ko CH, Liu GC, Yen JY, Chen CY, Yen CF, Chen CS. Brain correlates of craving for online gaming under cue exposure in subjects with Internet gaming addiction and in remitted subjects. Addict Biol. 2013;18(3):559–69. https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/22026537

インターネットゲーム障害の安静時(Dong et al. 2012b)には、感覚-運動協調に関連する領域である小脳と下頭頂葉の異常が報告されている。

これらの領域でのパターンは物質使用障害の素因と関連している可能性がある(Moulton et al. 2014)。

インターネットゲーム障害の遺伝学に関するデータはほとんどない。

Han et al. (2007)では、対照群と比較して、IGDを有する青少年はDRD2遺伝子のTaq1A1対立遺伝子およびドーパミンを調節するカテコラミン-O-メチルトランスフェラーゼ遺伝子の低活性対立遺伝子Val158Metを有する可能性が高いことが報告されている。

  • Han DH, Lee YS, Yang KC, Kim EY, Lyoo IK, Renshaw PF. Dopamine genes and reward dependence in adolescents with excessive internet video game play. J Addict Med. 2007;1(3):133–8. https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/21768948

治療

2件の薬物療法試験(Han & Renshaw 2012, Song et al. 2016)では、それぞれ抗うつ薬であるブプロピオンがプラセボまたは無治療対照と比較して有益であることが示された。しかし、そのうちの1つ(Han & Renshaw 2012)では、共存するインターネットゲーム障害と大うつ病性障害の患者のみを対象としていたため、薬物療法が主にうつ病に影響を与え、間接的にゲーム性を改善しただけであった可能性もある。別の研究では、ブプロピオンにCBTを追加すると、ブプロピオン単独と比較して転帰が改善することが明らかになった(Kim et al. 2012)。インターネットゲーム障害を有する青年期のADHDに対する2つの薬物療法の間では、ゲーミングの転帰に差は認められなかった(Park et al. 2016)。

First author, year Treatments N Weeks Sessions Gaming outcomes Significant effects relative to control or other conditions
Pharmacotherapies
Park, 2016 アトモキセチン 42 12 Young Internet Addiction Scale No differences.
メチルフェニデート 44 12
Han, 2012 プラセボ+教育 25 8 Young Internet Addiction Scale, time gambling Benefits of bupropion on both indices.
ブプロピオン+教育 25 8
Song, 2016 治療管理なし 33 6 Young Internet Addiction Scale Benefits of both medications compared to control. Benefits of bupropion compared to escitalopram.
ブプロピオン 44 6
エスシタロプラム 42 6
心理療法
Kim, 2012 ブプロピオン 33 8 Young Internet Addiction Scale, time gaming Benefit of added CBT on both indices.
ブプロピオン+認知行動療法(CBT) 32 8 8
Kim, 2013 一般教育コース 32 8 21 Time gaming No differences.
大規模マルチプレーヤーオンラインロールプレイングゲームのスピーキングおよびライティングコース 27 8 21

2値のアウトカムを持ち、データ欠落を伴い、媒介変数のあるパスモデル[Mplus]

Mplusの媒介変数(Mediator)の分析。データ欠落については今回はおまけ程度で。

f:id:iDES:20200826230203p:plain

図で一目瞭然だが、ロジスティクス回帰分析(左)に媒介変数が入ったモデル(右)である。

出典はこちら。

https://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/download?doi=10.1.1.367.551&rep=rep1&type=pdf

データ

こちらの"lsaydropout.dat"を使う。 https://www.statmodel.com/mplusbook/chapter9.shtml

コード

PDFにあるコードは微妙にデータと合っていないので修正した。

TITLE:     Path analysis with a binary outcome and a continuous
           mediator with missing data using Monte Carlo integration

DATA:      FILE = lsaydropout.dat;
VARIABLE:  NAMES = id female mothed homeres math7 math10 expel arrest
           hisp black hsdrop expect lunch droptht7;
           USEVARIABLES  = female mothed homeres math7 math10 expel arrest
           hisp black hsdrop expect lunch droptht7;
           MISSING = ALL(9999);
           CATEGORICAL = hsdrop;

ANALYSIS:  ESTIMATOR = ML;
           INTEGRATION = MONTECARLO(500);

MODEL:     hsdrop ON female mothed homeres expect math7 math10 lunch
           expel arrest droptht7 hisp black;
           math10 ON female mothed homeres expect math7
           lunch expel arrest droptht7 hisp black;
OUTPUT:    PATTERNS STANDARDIZED TECH1 TECH8;

hsdropに回帰させるのは全ての変数。math10が媒介変数なのでmath10以外の全ての変数が回帰されている。媒介変数に回帰させるものだけ選ぶモデルも可能。

例えばmath7だけ媒介変数を通すといったモデルである。

MODEL:     hsdrop ON female mothed homeres expect math7 math10 lunch
           expel arrest droptht7 hisp black;
           math10 ON math7;

モンテカルロ統合をせずに、リストワイズ削除をするのであれば、DATAのところにLISTWISE = ON;と書けばよい。

結果

モデルフィット指標。PDFと結果が違うのでデータも違うのかもしれない。結果はどうでもいいので特に気にしないでおこう。

MODEL FIT INFORMATION

Number of Free Parameters                       26

Loglikelihood

          H0 Value                       -4510.967

Information Criteria

          Akaike (AIC)                    9073.934
          Bayesian (BIC)                  9210.172
          Sample-Size Adjusted BIC        9127.580
            (n* = (n + 2) / 24)

モデルの結果。

"HSDROP ON"と書いてある方が最終的なアウトカムになる。この変数が2値である。
"MATH10 ON"と書いてあるのが媒介変数の係数である。

MODEL RESULTS

                                                    Two-Tailed
                    Estimate       S.E.  Est./S.E.    P-Value

 HSDROP     ON
    FEMALE            -0.816      0.267     -3.060      0.002
    MOTHED             0.037      0.132      0.282      0.778
    HOMERES           -0.019      0.081     -0.231      0.817
    EXPECT             1.127      0.419      2.687      0.007
    MATH7             -0.112      0.094     -1.184      0.237
    MATH10            -0.029      0.022     -1.284      0.199
    LUNCH              1.060      0.408      2.596      0.009
    EXPEL             -0.033      0.025     -1.325      0.185
    ARREST             0.050      0.026      1.945      0.052
    DROPTHT7          -0.047      0.396     -0.119      0.905
    HISP              -0.036      0.020     -1.809      0.070
    BLACK              0.016      0.006      2.614      0.009

 MATH10     ON
    FEMALE             0.887      0.289      3.072      0.002
    MOTHED             0.334      0.156      2.133      0.033
    HOMERES            0.400      0.099      4.031      0.000
    EXPECT             0.753      0.831      0.905      0.365
    MATH7              0.024      0.118      0.207      0.836
    LUNCH             -0.586      0.787     -0.745      0.456
    EXPEL              0.458      0.028     16.174      0.000
    ARREST             0.142      0.031      4.632      0.000
    DROPTHT7          -0.147      0.529     -0.278      0.781
    HISP               0.141      0.025      5.701      0.000
    BLACK             -0.005      0.008     -0.642      0.521

 Intercepts
    MATH10             6.209      0.893      6.955      0.000

 Thresholds
    HSDROP$1           0.127      0.763      0.167      0.868

 Residual Variances
    MATH10            27.441      1.045     26.261      0.000

R二乗値。

R-SQUARE

    Observed                                        Two-Tailed
    Variable        Estimate       S.E.  Est./S.E.    P-Value

    HSDROP             0.216      0.042      5.105      0.000
    MATH10             0.737      0.012     60.817      0.000

解釈は至って普通。こういう分析を使った分析をみたことがないが、表示は通常の回帰分析と媒介変数を入れたモデルを2列に並べると良いのかもしれない。

ゲーム依存 初の調査 加藤綾子【3分でわかる】

www.youtube.com

中国の対策を紹介。中国の方法を良い形で紹介するというのは正気とは思えない。
別所哲也はゲームは目に悪いと言っていて、彼に専門的な見解を求めるのは間違いだが、一般的な認識はそんなもんなんだろうなと思った。

セルフィー・アディクション

自撮りをアディクションつまり嗜癖として捉える人たちがいるようだ。"selfie addiction"という用語ではなく、"Selfitis"という言葉を使うようだ。
嗜癖(Addiction)という捉え方は、ゲーム、インターネット、SNS、携帯電話、買い物に留まらず、日焼け、占い、学習、タンゴダンスなどの例があるが、自撮りも嗜癖その一つというわけである。

アメリカ精神医学会DSM-5に掲載されるというデマ

このデマは2014年に流れたようである。

adobochronicles.com

3つの類型が提案されている。

APAによると、この障害には3つのレベルがあるという。
境界型セルフィティス:少なくとも1日3回は自分の写真を撮るが、それをソーシャルメディアに投稿しない
急性のセルフィティス:少なくとも1日に3回は自分の写真を撮り、それぞれの写真をソーシャルメディアに投稿する
慢性的なセルフィティス:24時間体制で自分の写真を撮り、1日に6回以上ソーシャルメディアに投稿したいという抑えきれない衝動

日本におけるセルフィー・アディクション

日本で、実例がないかというとそうでもないだろう。若年女性の間では自撮りはプリクラや「写ルンです」の時代から重要なコミュニケーション・ツールであり、pathologyと表現できそうなケースはいくらでもありそうだ。最も有名なのは、自撮りで自己プロデュースをすることに全振りしてしまったために1000万円の借金を抱えたGENKINGさんのケースではないだろうか。

sirabee.com

ネット依存も最初はデマから始まった

インターネット嗜癖に関してもデマから生じたという歴史がある。1995年にアイヴァン・ゴールドバーグ(Ivan Goldberg)が「インターネット嗜癖障害」というデマの基準を発表した。その後「インターネット中毒」に関する実証的な研究が始まったのだ(Widyanto and Griffiths 2010)。

  • Widyanto, L., & Griffiths, M. D. (2010). Unravelling the web: adolescents and internet addiction. In R. Zheng, J. Burrow-Sanchez, & C. Drew (Eds.), Adolescent online social communication and behavior: Relationship formation on the internet (pp. 29–49). Hershey: Idea Publishing.

セルフィー・アディクションの研究

link.springer.com

境界型、急性、慢性の3つ類型もったthe Selfitis Behavior Scale(SBS)を作成。探索的因子分析では、環境強化、社会的競争、注意喚起、気分転換、自信、社会的適合の6つの因子が同定された。

この論文では3類型の表面的妥当性が高いと書いてあるが、頻度とSNS投稿だけで類型が構成されているので、誰でも分類できるため、驚くべきことではなく、当たり前のことである。

 自撮り棒とナルシシズム

自撮りは、ユーザーが自分の個性(Ehlin 2014)や自己インポータンス(Murray 2015)を確立することを可能にする自己中心的な行動である。いくつかの研究によると、自撮り行動はナルシシズムなどの形質とも関連している(Buffardi and Campbell 2008)。Bevan (2017)は、自撮り棒を使用するという観点から自撮り行動に対するナルシシズム、思いやり、社会的魅力の役割を調査し、自撮り棒使用者は、社会的魅力が低い、中程度にナルシシズム的、中程度に思いやりがないと認識されていることを明らかにした。Halpern et al. (2016)は、自撮りとナルシシズムは反射的な行動であると主張した。ナルシシズムが自撮りに対してポジティブな影響を与えるという議論はあるが(McCain et al. 2016)、他の研究者は自撮りとナルシシズムとの間には関係がないことを発見している(Re et al. 2016)。McCain et al. (2016)は、社会的魅力が自撮りを投稿する主な動機であると報告している。自撮りをする人は、自分のソーシャルメディア空間でより大きな魅力を他者に提供しようとする(Re et al. 2016)。Charoensukmongkol(2016)は、注目を求めること、孤独感、自己中心的な行動が自撮り好きと有意な関係があることを報告した。当初のメディア報道では、自撮りは流行るだろうと考えられていたが、その行動はより定着しているようで、思春期の若者やあたりしく成人になった者の間で非常に人気のある活動である(Albury 2015)。

なお、この論文が書かれたインドは、他のどの国よりも多くの自撮り死を占めており、世界では全世界で127件中76件の死亡が報告されているようだ(Lamba et al. 2016)。

方法

スケール開発を開始するために、インドの2つの大学経営学部の学生225名(平均年齢=20.93歳:SD=4.32)をプールし、ボーダーライン群(n=43、女性15名、男性28名)、急性群(n=72、女性38名、男性34名)、慢性群(n=33、女性22名、男性11名)の3つの条件群に分類した。残りの学生(n = 72)は、3つのカテゴリーのいずれにも該当するための閾値要件に合致しなかったため、どのグループにも分類されなかった。

データは講義の授業中に400人の回答者から収集され、回答はエクセルのスプレッドシートに入力され、外れ値を特定した。分析には IBM SPSS Statistics version 24 を使用し、主成分分析(PCA)を用いた次元削減法(因子分析)を行い、セルフィティスに寄与する因子を特定しました。回転した因子負荷を観察するためにバリマックス法を用いた。その後、多変量分散分析(MANOVA)検定を行い、因子がグループ間で異なっているかどうかを決定した。

Items Cronbach’s alpha
Factor 1: Environmental enhancement
 1.1 Taking selfies gives me a good feeling to better enjoy my environment
 1.2 I am able to express myself more in my environment through selfies
 1.3 Taking selfies provides better memories about the occasion and the experience
 1.4 I take selfies as trophies for future memories
0.838
Factor 2: Social competition
 2.1 Sharing my selfies creates healthy competition with my friends and colleagues
 2.2 Taking different selfie poses helps increase my social status
 2.3 I post frequent selfies to get more ‘likes’ and comments on social media
 2.4 I use photo editing tools to enhance my selfie to look better than others
0.826
Factor 3: Attention seeking
 3.1 I gain enormous attention by sharing my selfies on social media
 3.2 I feel more popular when I post my selfies on social media
 3.3 By posting selfies, I expect my friends to appraise me
0.812
Factor 4: Mood modification
 4.1 I am able to reduce my stress level by taking selfies
 4.2 Taking more selfies improves my mood and makes me feel happy
 4.3 Taking selfies instantly modifies my mood
0.821
Factor 5: Self-confidence
 5.1 I feel confident when I take a selfie
 5.2 I become more positive about myself when I take selfies
 5.3 I take more selfies and look at them privately to increase my confidence
0.793
Factor 6: Subjective conformity
 6.1 I gain more acceptance among my peer group when I take selfie and share it on social media
 6.2 I become a strong member of my peer group through posting selfies
6.3 When I don’t take selfies, I feel detached from my peer group.
0.752