井出草平の研究ノート

2値変数をアウトカムとしたロジットモデルの媒介分析[Mplus]

こちらのTable 8.5の例を解説する。コードはリンク先のinpファイルを参照のこと。

www.statmodel.com

データの詳細は以前のエントリーを参照のこと。

ides.hatenablog.com

モデル

パス図で表現されるモデルはプロビットモデルの時と違いはない。

f:id:iDES:20200913170222p:plain

コード

プロビットモデルからの変更は以下。

analysis:
        estimator = ml;
        link = logit;
        bootstrap = 10000;
       
model:
          ciguse on intent (beta1)
          tx (beta2);
          intent on tx (gamma);

model indirect: 
          ciguse IND intent tx;

model constraint:
          new(indirect direct);
          indirect = exp(beta1*gamma);
          direct = exp(beta2);

link = logit;

probitからrogitへの変更。

ciguse on intent (beta1) tx (beta2); intent on tx (gamma);

モデルの場所に、新しい回帰係数が3つ作成されている。

model constraint:

new(indirect direct)

新しいパラメーター(直接効果、間接効果)の定義。

indirect = exp(beta1*gamma);

こちらは間接効果の定義。beta1とgammaの積で表現されるのパス図のとおり。

direct = exp(beta2);

こちらは直接効果。beta2と定義される。

結果

CONFIDENCE INTERVALS OF MODEL RESULTS

                  Lower .5%  Lower 2.5%    Lower 5%    Estimate    Upper 5%  Upper 2.5%   Upper .5%

 CIGUSE   ON
    INTENT           0.810       0.864       0.892       1.038       1.205       1.238       1.305
    TX              -0.903      -0.781      -0.715      -0.377      -0.044       0.019       0.145

 INTENT   ON
    TX              -0.327      -0.285      -0.266      -0.164      -0.065      -0.045      -0.009

 Intercepts
    INTENT           1.426       1.455       1.470       1.550       1.633       1.649       1.683

 Thresholds
    CIGUSE$1         3.056       3.056       3.056       3.056       3.056       3.056       3.056

 Residual Variances
    INTENT           0.634       0.668       0.684       0.776       0.864       0.883       0.918

New/Additional Parameters
    INDIRECT         0.703       0.737       0.754       0.843       0.936       0.954       0.990
    DIRECT           0.405       0.458       0.489       0.686       0.957       1.020       1.156


CONFIDENCE INTERVALS OF TOTAL, TOTAL INDIRECT, SPECIFIC INDIRECT, AND DIRECT EFFECTS FOR LATENT RESPONSE VARIABLES


                  Lower .5%  Lower 2.5%    Lower 5%    Estimate    Upper 5%  Upper 2.5%   Upper .5%

Effects from TX to CIGUSE

  Indirect          -0.353      -0.306      -0.282      -0.171      -0.067      -0.047      -0.010
  Direct effect     -0.903      -0.781      -0.715      -0.377      -0.044       0.019       0.145


CONFIDENCE INTERVALS OF TOTAL, INDIRECT, AND DIRECT EFFECTS BASED ON COUNTERFACTUALS (CAUSALLY-DEFINED EFFECTS)


                  Lower .5%  Lower 2.5%    Lower 5%    Estimate    Upper 5%  Upper 2.5%   Upper .5%

Effects from TX to CIGUSE

  Tot natural IE    -0.044      -0.038      -0.035      -0.021      -0.008      -0.006      -0.001
  Pure natural DE   -0.126      -0.109      -0.100      -0.053      -0.006       0.003       0.021
  Total effect      -0.149      -0.132      -0.121      -0.073      -0.026      -0.017       0.001

 Odds ratios for binary Y

  Tot natural IE     0.733       0.764       0.779       0.858       0.942       0.959       0.991
  Pure natural DE    0.449       0.501       0.532       0.716       0.962       1.018       1.137
  Total effect       0.374       0.422       0.448       0.614       0.840       0.893       1.008

 Other effects

  Pure natural IE   -0.053      -0.045      -0.042      -0.025      -0.010      -0.007      -0.001
  Tot natural DE    -0.116      -0.100      -0.091      -0.048      -0.005       0.002       0.019
  Total effect      -0.149      -0.132      -0.121      -0.073      -0.026      -0.017       0.001

 Odds ratios for other effects for binary Y

  Pure natural IE    0.737       0.768       0.782       0.860       0.943       0.960       0.991
  Tot natural DE     0.446       0.499       0.530       0.714       0.961       1.018       1.137
  Total effect       0.374       0.422       0.448       0.614       0.840       0.893       1.008

プロビットモデルとロジットモデルの比較

オッズ比メトリックにおける総合効果がプロビットモデルの推定値が0.624に対してロジスティック回帰では0.614と推定されている。標本値は0.602であった。対数尤度の値も非常によく似ており、ロジスティック回帰では-1452.174、プロビット回帰では-1452.171となっている。

2値変数をアウトカムとしたプロビットモデルの媒介分析[Mplus]

こちらのTable 2.1の例を解説する。コードはリンク先のinpファイルを参照のこと。

www.statmodel.com

分析はMacKinnon et al.(2007)のもの。

モデル

f:id:iDES:20200913161530p:plain

データ

2 値の暴露変数tx、連続変数と仮定したの媒介変数intent(4値)、2値のアウトカム変数ciguseの3変数で構成されるモデルである。媒介変数intentはベースラインの約6ヵ月後に測定されたもので、次の2ヵ月間にタバコを使用するか否かという意思である。アウトカムciguseは、フォローアップで測定された前月にタバコを使用したか否かである。標本はn = 864人の学生であり、たばこの使用は標本の18%で観察された。

標本のオッズ比

データは下記の表である。

f:id:iDES:20200913161544p:plain

標本の総合効果は、媒介分析を行わなくても計算できる。これは、治療群の喫煙者の割合と対照群の喫煙者の割合の差である。 これにより、総合効果の推定値は確率の差である0.148-0.224 = -0.076となる。オッズ比は下記のように計算できる。

 TE(OR) =\frac{0.148/(1-0.148)}{0.221/(1-0.224)}=0.602

コード

Title: 
    Clinical Trials data
    from MacKinnon et al. (2007)

data:
    file = smoking.txt;
     
variable:
    names = intent tx ciguse;
    usev = tx ciguse intent;
    categorical = ciguse;

analysis:
        estimator = ml;
        link = probit;
        bootstrap = 10000;
       
model:      
        ciguse on intent tx;
        intent on tx;

model indirect: 
        ciguse IND intent tx;

output:
        tech1 tech8 sampstat cinterval(bootstrap);

plot:
        type = plot3;

コードの解説

variable: categorical = ciguse;

カテゴリカルに指定するのはアウトカムであるciguseだけである。暴露変数も2値であるが、独立変数側の設定は不要である。

analysis: link = probit;

linkオプションでプロビットを指定。

analysis: bootstrap = 10000;

ブートストラップを1000万回に指定。少し時間がかかる。たぶん1000でも問題ないと思う。

model indirect: ciguse IND intent tx;

tx → intent → ciguseのパスをmodel indirectオプションで指定。

output: cinterval(bootstrap)

ブートストラップでの信頼区間を表示させる。

結果

MODEL RESULTS

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

 CIGUSE     ON
    INTENT             0.608      0.055     11.155      0.000
    TX                -0.203      0.111     -1.834      0.067

 INTENT     ON
    TX                -0.164      0.061     -2.681      0.007

 Intercepts
    INTENT             1.550      0.049     31.414      0.000

 Thresholds
    CIGUSE$1           1.798      0.123     14.640      0.000

 Residual Variances
    INTENT             0.776      0.055     14.190      0.000

TOTAL, TOTAL INDIRECT, SPECIFIC INDIRECT, AND DIRECT EFFECTS FOR LATENT RESPONSE VARIABLES


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

Effects from TX to CIGUSE

  Indirect            -0.100      0.039     -2.596      0.009
  Direct effect       -0.203      0.111     -1.834      0.067

CONFIDENCE INTERVALS OF TOTAL, INDIRECT, AND DIRECT EFFECTS BASED ON COUNTERFACTUALS (CAUSALLY-DEFINED EFFECTS)


                  Lower .5%  Lower 2.5%    Lower 5%    Estimate    Upper 5%  Upper 2.5%   Upper .5%

Effects from TX to CIGUSE

  Tot natural IE    -0.046      -0.040      -0.036      -0.022      -0.008      -0.006      -0.001
  Pure natural DE   -0.121      -0.104      -0.095      -0.050      -0.005       0.004       0.020
  Total effect      -0.145      -0.128      -0.119      -0.072      -0.026      -0.017       0.000

 Odds ratios for binary Y

  Tot natural IE     0.724       0.757       0.772       0.853       0.939       0.958       0.991
  Pure natural DE    0.469       0.520       0.551       0.731       0.969       1.025       1.134
  Total effect       0.387       0.433       0.461       0.624       0.841       0.896       0.997

買い物依存症

ナンシー・ペトリーのレビューから買い物依存症について。

www.ncbi.nlm.nih.gov

強迫的買い物障害(CBD: Compulsive Buying Disorder)、買い物嗜癖(Shopping Addiction)などという用語も使われる。強迫的買い物障害(CBD)がおそらく適当な用語法であろう。ナンシー・ペトリーのレビューでもCBDという用語で説明されているが、日本での使用例に従って、買い物依存症と翻訳する。

買い物依存症DSM-5、ICD-11共に採録されていない。今のところ研究者が提案している概念に留まる。

買い物依存症は、必要のないものを買いたいという抵抗しがたい衝動を指す。過剰な買い物の無意味さとその有害な結果について理解したとしても、買い物は防ぐことはできない。

買い物依存症の併存症について。DSM-IVのI軸障害の生涯有病率の併存率は89.5%だと報告されている(Mueller et al. 2010)。生涯診断で最も多かったのは、いずれかの気分障害(95%)(McElroy et al. 1994)、不安障害(80%)(McElroy et al. 1994)、大うつ病性障害(62.6%)(Mueller et al. 2010)、いずれかのパーソナリティ障害(62.6%)(McElroy et al. 1994)、衝動制御障害(40%)(McElroy et al. 1994)、摂食障害(35%)(McElroy et al. 1994)、物質使用障害(30%)(Schlosser et al. 1994)、強迫性障害(18.7%)(Mueller et al. 2010)、心的外傷後ストレス障害(13.5%)(Mueller et al. 2010)、社会不安障害(9.1%)(Black et al. 1998)、双極性障害(4.7%)(Mueller et al. 2010)と続く。

  • Mueller A, Mitchell JE, Black DW, Crosby RD, Berg K, de Zwaan M. Latent profile analysis and comorbidity in a sample of individuals with compulsive buying disorder. Psychiatry Res (2010) 178(2):348–53.10.1016/j.psychres.2010.04.021 https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/20471099

  • McElroy SL, Keck PE, Jr, Pope HG, Jr, Smith JM, Strakowski SM. Compulsive buying: a report of 20 cases. J Clin Psychiatry (1994) 55(6):242–8. https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/8071278

  • Schlosser S, Black DW, Repertinger S, Freet D. Compulsive buying: demography, phenomenology, and comorbidity in 46 subjects. Gen Hosp Psychiatry (1994) 16(3):205–12.10.1016/0163-8343(94)90103-1 https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/8063088

  • Black DW, Repertinger S, Gaffney GR, Gabel J. Family history and psychiatric comorbidity in persons with compulsive buying: preliminary findings. Am J Psychiatry (1998) 155(7):960–3.10.1176/ajp.155.7.960 https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/9659864

買い物依存症といくつかの衝動制御障害、行動嗜癖摂食障害との関係は「双方向性」であるため、病的なギャンブル依存症(Grant et al. 2003)、運動依存症(Lejoyeux et al. 2008)、双食性障害、むちゃ食い障害(過食性障害)、拒食症、または病的な肥満(Lejoyeux et al. 2008、Schmidt et al. 2012)を持つ人は、買い物依存症の割合が高いと思われる。

インターネットで買い物をする人を対象とした最近の研究では、買い物依存症、不安傾向、強迫性障害の症状との間に関連性があると報告されている(Weinstein et al. 2015)

  • Weinstein A, Mezig H, Mizrachi S, Lejoyeux M. A study investigating the association between compulsive buying with measures of anxiety and obsessive-compulsive behavior among Internet shoppers. Compr Psychiatry (2015) 57:46–50.10.1016/j.comppsych.2014.11.003 https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/25465653

買い物依存症とため込み(Hoarding)との間には関係があると思われる。臨床サンプルを分析した研究では買い物依存症のうち62%はため込みが見られ(Mueller et al. 2007)、強迫性障害でため込みが無い人に比べある人は買い物依存症が有意に多かった(Torres et al. 2012)。

  • Mueller A, Mueller U, Albert P, Mertens C, Silbermann A, Mitchell JE, et al. Hoarding in a compulsive buying sample. Behav Res Ther (2007) 45(11):2754–63.10.1016/j.brat.2007.07.012 https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/17868641

  • Torres AR, Fontenelle LF, Ferrão YA, do Rosário MC, Torresan RC, Miguel EC, et al. Clinical features of obsessive-compulsive disorder with hoarding symptoms: a multicenter study. J Psychiatr Res (2012) 46(6):724–32.10.1016/j.jpsychires.2012.03.005 https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/22464941

雑感

買い物依存症は女性が多いと考えられている。例えば、Mueller et al. (2010)では、93%が女性であった。摂食障害との関連があったり、パーソナリティ障害との関連があることからも明白である。買い物依存症精神障害の診断として確立するかは微妙なところだが、買い物への強迫的行動がある人が存在するのは確かだろう。ある程度、お金が自由にならないと現象が起きないため、発症年齢は成人以降になることが多いはずである。

クレジットカードが買い物依存症の原因になるという認識が一般的にあると思うが、他の精神障害との併存がみられることから、クレジットカードは手段に過ぎないと考えられる。研究はそれほどないようだが、遺伝的要因が関係しており、生得的要因が大きいだろう。ゲーム障害でゲームが問題だと批判される構図と、クレジットカードが問題だと批判される構図はおそらく似ているはずである。

歴史的にはエイブラハム・リンカーンの妻、メアリー・トッド・リンカーンの例が有名だろう。メアリーは、ショッピングに夢中になり、クレジットで多額の紙幣を使い果たし、かつ、隠しており、あまりの出費に抑うつ的な反応を示したとされている。メアリーの強迫的な買い物と膨大な借金は、1864年リンカーンの再選の懸念の一つだったと言われている。

この本の p.305, pp.401-2, 681-2に該当の記述があるようだ。

メアリーには手袋のため込みがあったようだ。また、食事以外では手袋を常に着用していたようで、おそらく強迫性障害(不潔恐怖?)であったと推測できる。

americacomesalive.com

強迫的性行動症(Compulsive sexual behaviour disorder)

ナンシー・ペトリーのレビューから強迫的性行動症について。

www.ncbi.nlm.nih.gov

性行動過剰障害(Hypersexual Disorder)、性依存症(Sex Addiction)という用語もある。強迫的性行動症は、性的行動、性的指向、オンラインまたはオフラインでの性的活動、人間関係の破綻から性犯罪に至るまでを含む。

性行動過剰障害患者のほとんどが男性であるという小規模な臨床サンプルがある。DSM-IVのI軸障害の生涯併存率は83%(Black et al. 1997))と100%(Raymond et al. 2003)であった。

  • Black DW, Kehrberg LLD, Flumerfelt DL, Schlosser SS. Characteristics of 36 subjects reporting compulsive sexual behavior. Am J Psychiatry (1997) 154(2):243–9.10.1176/ajp.154.2.243 https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/9016275

  • Raymond NC, Coleman E, Miner MH. Psychiatric comorbidity and compulsive/impulsive traits in compulsive sexual behavior. Compr Psychiatry (2003) 44(5):370–80.10.1016/S0010-440X(03)00110-X https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/14505297

いずれかの不安障害は96%(Raymond et al. 2003)、気分障害は71%(Raymond et al. 2003)、物質使用障害は71%(Raymond et al. 2003)、性機能障害は46%(Raymond et al. 2003)、パーソナリティ障害は46%(Raymond et al. 2003)、衝動制御障害は38%(Raymond et al. 2003)、強迫性障害は14%(Raymond et al. 2003)である。反社会的パーソナリティ障害および境界性パーソナリティ障害の割合は低かった。メタアナリシスでは性行動過剰障害と抑うつ症状との間に中程度の正の相関関係(r = 0.34)が認められた(Schultz et al. 2014)。

  • Schultz K, Hook JN, Davis DE, Penberthy JK, Reid RC. Nonparaphilic hypersexual behavior and depressive symptoms: a meta-analytic review of the literature. J Sex Marital Ther (2014) 40(6):477–87.10.1080/0092623X.2013.772551 https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/24168778

ナンシー・ペトリーは下記のように述べている。

様々な精神疾患が性行動過剰障害と同時発生する頻度が高いことを考慮すると、性行動過剰障害の全ての個人を対象に、これらの疾患について適切に評価し、治療でそれらに取り組むことが必須である。直感に反し、ある種の精神病理との比較的強い関連がある(例えば、性行動過剰障害と抑うつ、社会不安、性機能障害)。一方で、他の疾患とは弱い関連しかないのは意外である(例えば、性行動過剰障害とより重度の人格障害および双極性障害)。これは、性行動過剰障害の症候から離れて診断と治療に焦点を当てる必要があることを強調しておく。

雑感

臨床サンプルでは大きく偏りがあり、病理性の高いグループだろうから、一般化するのは慎重であるべきだろう。性行動が過剰であっても、他の精神障害が顕著でない限り、生活は破綻しないケースは多いのではないだろうか。最近、スキャンダルになったアンジャッシュの渡部さんは性依存症ではないかと言われていたが、社会的機能が保持されているため、もちろん該当しない。仕事が満足にできないほど、性行動に夢中であれば、社会的機能の障害となるが、そうではなかったので、診断をすることはできない。また、再三指摘されていることだが、性行動の概念が広すぎるため、どの部分を拾うかによって大きく結論が変わってくるだろう。タイガー・ウッズで有名になったセックス依存から、自慰行為がやめられないといったものや、痴漢や性暴力がやめられないといった犯罪行為まで幅広く、対象者の均質性が全くないようにように思う。
ICDでは伝統的に過剰性欲に関する診断がされてきたが、DSM-5は過剰性欲については認めていない。DSMとICDは同調して改訂されているが、違いがあるところは、ICDの方が過激であり、DSM保守的である傾向にある。DSMアメリカでのコンセンサスをとるが、ICDは世界でのコンセンサスを取らなければならないので、百家争鳴になっている箇所がある。ICD-11では異常性欲は強迫的性行動症(Compulsive sexual behaviour disorder)として概念が再構築されている。強迫性障害から独立する新しい概念といえば「ため込み症(hoarding disorders)」が近年の代表例だが、ICDの素案(Link)を見る限り、矛盾点がそのまま放置された診断名のように感じる。

媒介分析[Mplus]

職場における性差別の実験的研究 職場における性差別の実験的研究の分析。

こちらのTable 2.1の例を解説する。コードはリンク先のinpファイルを参照のこと。

www.statmodel.com

データ

onlinelibrary.wiley.com

  • Garcia, D. M., Schmitt, M. T., Branscombe, N. R., & Ellemers, N. (2010). Women's reactions to ingroup members who protest discriminatory treatment: The importance of beliefs about inequality and response appropriateness. European Journal of Social Psychology, 40(5), 733–745.

129人の女性を対象とした実験研究。被験者は、上級パートナーによる差別的行為のために女性弁護士(キャサリン)が資格の低い男性への昇進をどのように失ったかについてのストーリーを提示された。次に、被験者を2つの異なるシナリオに無作為に割り付け、女性弁護士が差別に対して何の措置も取らないことにして会社で働き続けるか(protest=O)、または、なぜその決定が不公正であるかを説明し、決定を再考するように求めるように上級パートナーに働きかけるか(protest=1)を決めた。このデータでは集団抗議(protest=2)が省略されているようだ。

この状況でのキャサリンの反応がどの程度適切であると認識しているかを測定する一連の質問に回答した(respappr)。こスコアが高ければ高いほど、回答の適切性が高いことを意味している。

参加者はキャサリンを評価する6つの質問(例:「キャサリンは多くのポジティブな特徴を持っている」、「キャサリンは私が友達になりたいと思うタイプの人だ」)に答え、 彼らの回答を集約して好感度の指標とした(liking)

パス図

f:id:iDES:20200910120659p:plain

従属変数likingは、独立変数protestを制御する媒介変数respapprによって影響を受けるというモデルである。
直接効果の係数はマイナスであるため、媒介変数による効果が認められる。

コード

媒介変数について定義するのは下記の場所である。

model:
    liking on respappr protest;
    respappr on protest;

Model indirect:
    liking ind protest;

結果

結果変数好感度に対する抗議の直接効果は-0.101と推定され、有意ではない。統計学的な観点から、有意でない負の効果は、母集団値がゼロである場合のサンプリング変動に起因するか、または、有意でない結果がサンプルが小さすぎることに起因する負の母集団値に起因するかのどちらかであると考えられます。取るに足らない係数をゼロに固定して、モデルを再分析することは推奨されない。より良いアプローチは、モデルをそのままにして、単にnonsignifi.canceを報告することです。今後の研究は、直接効果が本当に陰性であることの妥当性を支持するか、論争するかのどちらかを貸すことができる。

MODEL RESULTS

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

 LIKING   ON
    RESPAPPR           0.402      0.077      5.247      0.000
    PROTEST           -0.101      0.200     -0.503      0.615

 RESPAPPR ON
    PROTEST            1.440      0.249      5.778      0.000

 Intercepts
    LIKING             3.747      0.407      9.210      0.000
    RESPAPPR           3.884      0.225     17.285      0.000

 Residual Variances
    LIKING             0.824      0.151      5.473      0.000
    RESPAPPR           1.354      0.160      8.460      0.000

従属変数のlikingに対するprotestの直接効果は-0.101であり、有意ではない。respappr→likingのパスの係数0.402とprotest→likingのパスの係数1.440の積0.579となる。直接効果と間接効果の和が総合効果であるため、0.479となる。直接効果が負であるため、間接効果が総合効果より大きい。

信頼区間

n = 129という小さな標本サイズでは、間接効果の分布は正規に近くないかもしれないため、ブートストラップを使って信頼区間の計算を探索をする。推定方法はMLRではなく、MLを使う。MLM, MLMV, MLF, MLRはブートストラップの推定ができないためである。

ANALYSIS: 
   ESTIMATOR= ML;
   BOOTSTRAP = 10000;
   
OUTPUT:
   CINTERVAL(BOOTSTRAP)

結果。

ブートストラップをしない結果。

STDY Standardization

                  Lower .5%  Lower 2.5%    Lower 5%    Estimate    Upper 5%  Upper 2.5%   Upper .5%

Effects from PROTEST to LIKING

  Total             -0.025       0.090       0.149       0.458       0.766       0.825       0.941
  Total indirect     0.237       0.313       0.352       0.554       0.756       0.795       0.871

ブートストラップをした結果。

STDY Standardization

                  Lower .5%  Lower 2.5%    Lower 5%    Estimate    Upper 5%  Upper 2.5%   Upper .5%

Effects from PROTEST to LIKING

  Total             -0.055       0.053       0.126       0.458       0.759       0.813       0.927
  Total indirect     0.263       0.326       0.359       0.554       0.782       0.832       0.942

0.554のSTDY標準化間接効果の対称95%信頼区間は[0.313, 0.795]で、ブートストラップの信頼区間は[0.326, 0.832]で、ブートストラップをした方が区間が広くなる。また、両方の区間の下限がゼロから離れているため、実用的な観点からはその差には注意すべきであろう。おそらく交絡因子があるため、交絡因子の探索が必要とされる。

参考

Andrew Hayesの本6.2にもこの論文の分析が掲載されている。

bookdown.org

こちらはRでの分析。PROCESSを用いてSASSPSSでの解析の可能なようだ。

ブートストラップを伴ったロジスティック回帰分析[Mplus]

Mplusで行うロジスティック回帰分析をブートストラップ500回の反復をするバージョン。

ides.hatenablog.com

データやデータの中身については先のエントリを参照のこと。

title: logit regression for coalminers

data:
    file =coalminer.dat;

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

define:
    x = x/10;

analysis:
    estimator = ml;
    bootstrap = 500;

model:
    u on x (beta);

model constraint:
    new(or);
    or = exp(beta);

output:
    tech1 sampstat standardized
    cinterval(bootstrap);

先の分析と違うの下記の部分。

ブートストラップのオプションと反復回数。

analysis: bootstrap = 500;

モデルの制約の場所に、新しいパラメータorが定義されている。(beta)は回帰係数である。orはオッズ比のことでexp(beta)と定義されている通りである。

model constraint: new(or); or = exp(beta);

cinterval(bootstrap);はブートストラップ信頼区間を表示させるコードである。

オッズ比は制約を課さなくても、結果が表示されるが、わざわざ書く理由は95%信頼区間にオッズ比の信頼区間も表示できるという利点がある。オッズ比の95%信頼区間が不要であれば、(beta)model constraintの部分は必要がない。

CONFIDENCE INTERVALS OF MODEL RESULTS

                  Lower .5%  Lower 2.5%    Lower 5%    Estimate    Upper 5%  Upper 2.5%   Upper .5%

 U        ON
    X                0.965       0.982       0.989       1.025       1.063       1.071       1.080

 Thresholds
    U$1              6.256       6.345       6.379       6.564       6.755       6.801       6.861

New/Additional Parameters
    OR               2.624       2.669       2.688       2.787       2.896       2.919       2.945

以下は推定値(Estimate)の際の息切れの確率の計算。

 L = - \hat{\tau} + \hat{\beta}_1x = -6.564 +1.025 \times x
 P(u=1|x)=\frac{1}{1+e^{-L}}

10年が単位になっているので、62歳の場合はxが6.2になる。

 L_{62} = - 6.564 + 1.025 \times 6.2=-0.209
 P(u=1|age62) = \frac{1}{1 + e^{0.209}}=0.448

62歳で息切れする確率が0.448ということが分かる。

 L_{42} = - 6.564 + 1.025 \times 4.2=-2.259$
 P(u=1|age42) = \frac{1}{1 + e^{2.259}}=0.095

62歳時の息切れの確率は、42歳時の息切れの確率の5倍程度であることがわかる。下限値、上限値は値を置き換えて計算できる。

「被害を受けるのは子供」 4月施行の香川ゲーム条例 是非めぐりシンポ(毎日新聞)

mainichi.jp

シンポジウムで馬場さんは「日本は同調圧力が強い。学校の先生が無批判に条例を守れば、被害を受けるのは子供だ」と指摘。その上で「時代は常に変化している。変化を見極めず、これからの日本を支えるネットやゲームというインフラに対して地方議会がむちゃな条例を作った。世間から笑われる」と県議会を痛烈に批判した。


 渉さんは「学校に居場所がなかったり、家庭環境が複雑だったりするとゲームを居場所に感じることがある。(子供がゲームをする背景について)実態調査をせずに条例制定を進めたのは問題だ」と主張。また、議員に疑問点を尋ねる公開質問状を送ってもなしのつぶてだったと明かし、「反対の人と議論すべきなのに僕のことをはねのけている。県民の声を聞いていないと感じる」と語った。