井出草平の研究ノート

14歳の少女が精神病院で体験した「極限の地獄」(東洋経済)

toyokeizai.net

考え続けた結果、Aさんが生育過程での母親との関係性の悪化について話をするときだけ、禅問答のような聞き返しがなく、Aさんの話を納得したように黙って聞いてくれることに気がついた。
「主治医はこの病気の原因を母親との親子関係に結び付ければ満足してくれるのだと思い、その方向で話を合わせるようになってからは、拘束が緩んでいくのが早くなりました」

そっち系か。

14歳中学生を77日間ベッドに拘束 摂食障害で入院の精神科に下った判決は(共同通信)

news.yahoo.co.jp

入院から5日後、武田さんは音楽を聴くことも認められない生活や病院側の対応に納得できず、点滴を自分で抜いた。武田さんが説得に応じないため、担当医は身体拘束を指示し、看護師が4人がかりで両手足と肩をベッドにくくりつけた。武田さんは再び点滴を挿入され、鼻からのチューブで栄養を注入。尿道カテーテルを入れられ、トイレも行けなくなった。

点滴なんてしたら自己抜去するだろうよ。対応が下手くそで悪循環になっているケース。

toyokeizai.net

WLSMV を用いた測定の不変性の計算[Mplus]

Mplusで推定にWLSMV(adjusted diagonally weighted least squares)を使った測定の不変性の確認の方法について。

最尤法は正規分布と連続変数という2つの強力な仮定をすることから、順序尺度や正規分布にならないものの測定の不変性について確認する場合には、WLSMVや対角重みづけ最小二乗法などが向いている。

https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/10705511.2019.1602776

Wu and Estabrook (2016)の方法を解説している。

- Wu, H., & Estabrook, R. (2016). Identification of Confirmatory Factor Analysis Models of Different Levels of Invariance for Ordered Categorical Outcomes. Psychometrika, 81(4), 1014–1045. doi:10.1007/s11336-016-9506-0 https://link.springer.com/article/10.1007/s11336-016-9506-0

lavaanでの方法はこちらを参照のこと。内容は同じである。 ides.hatenablog.com

Mplusのコードはシンプルなものもあれば、非合理的な書き方を強いるものもあり、計算能力は優れているが、コードルールが優れているとはとても言えない。今回のコードはかなりややこしいので、もし可能であるならば、lavaanで行うことをお勧めしたい。


Wu & Estabrook(2016)の方法はよくある測定の不変性の計算と異なった考え方が異なる。

2016年に発表されたWu & Estabrookの論文では、グループ間の不変性検定の文脈で、順序付けられたカテゴリー結果のCFAにおける識別の問題を議論している。彼らのアプローチは、ME/Iを実施する現在のプラクティスとは異なる。現在のプラクティスでは、まずベースラインモデルを確立し、その後、パラメータ制限を増加させていく。Wu & Estabrookによると、現在のアプローチは最適ではないという。なぜなら、潜在的な連続反応の尺度に関してベースラインモデルがどのように特定されるかに依存しているためである。著者らは特に、閾値の古いモデルがどのように特定されるかに関心を持っている。様々な評価でリッカート型の項目が人気を博していることを考えると、データをカテゴリー的に扱うことは、検討やモデル化においてより重要になるだろう。したがって、我々の目標は、ME/Iのモデルの識別とテストに関してWu & Estabrookが提案した解決策に焦点を当てる。

サンプルのデータセットやコマンドはこちらに掲載されている。 figshare.com

データは2011年TIMSS 4thのbullyingスケールから4項目を利用(Mullis et al., 2009)。恣意的に選ばれた3つの国(31=アゼルバイジャン、40=オーストリア、246=フィンランド)のデータを使用。すべての項目は0(まったくない)から3(少なくとも週に一度はある)までの4段階のリッカート尺度で測定されている。この尺度の項目では1年の間に学校で以下のようなことがどのくらいの頻度で起こったかを尋ねている。サンプルサイズはアゼルバイジャンオーストリアフィンランドでそれぞれ3808、4457、4520だった。

コード

ベースモデル

  TITLE: Configural invariance for four items on bullying scale

  DATA:
      FILE IS 'BULLY.dat';
  VARIABLE:
   NAMES ARE IDCNTRY R09A R09B R09C R09D;
   USEVARIABLES ARE IDCNTRY R09A R09B R09C R09D; 
   CATEGORICAL ARE R09A R09B R09C R09D;       
 
   GROUPING IS IDCNTRY (31=AZE 40=AUT 246=FIN);
 

  ANALYSIS: 
  ESTIMATOR = wlsmv;
  H1ITERATIONS = 3000;

  MODEL:
    y1 BY R09A@1; ! 負荷は常に1に固定されていなければならない
    y2 BY R09B@1; 
    y3 BY R09C@1;
    y4 BY R09D@1;
    F1 BY  y1-y4*;
    F1@1;
   [F1@0];
   {R09A@1 R09B@1 R09C@1 R09D@1};
   [y1-y4@0];
   y1-y4@0;       ! これは一種のファントム変数なので、残差分散は0である
   [R09A$1-R09A$3*] ;
   [R09B$1-R09B$3*] ;
   [R09C$1-R09C$3*] ;
   [R09D$1-R09D$3*] ;
    

 MODEL AUT:
    F1 BY  y1-y4*;
    F1@1;
   [F1@0];
   {R09A@1 R09B@1 R09C@1 R09D@1};
   [y1-y4@0];
   y1-y4@0;
   [R09A$1-R09A$3*] ;
   [R09B$1-R09B$3*] ;
   [R09C$1-R09C$3*] ;
   [R09D$1-R09D$3*] ;

   
 MODEL FIN:
    F1 BY  y1-y4*;
    F1@1;
   [F1@0];
   {R09A@1 R09B@1 R09C@1 R09D@1};
   [y1-y4@0];
   y1-y4@0;
   [R09A$1-R09A$3*] ;
   [R09B$1-R09B$3*] ;
   [R09C$1-R09C$3*] ;
   [R09D$1-R09D$3*] ;

   
OUTPUT:
      tech1 tech4;


  SAVEDATA: 
    DIFFTEST = prop4.dif;  ! カイ二乗差検定用データの保存

データファイル(BULLY.dat)の1行目には1人目の受験者のデータが入っており、ヘッダや変数名は含まれていない。USEVARIABLESのには、解析に使用する変数が記載される。これらの変数名はMODEL部分に表示されることになっている。グループ化変数IDCNTRYには、国の識別コードに関連する値が含まれている。この場合、グループ化変数には、31(Azerbaijan)、40(Australia)、24(Finland)の3つのグループが含まれている。

GROUPING IS IDCNTRY (31=AZE 40=AUT 246=FIN);

31アゼルバイジャン、40オーストリア、246フィンランドの3つのグループが含まれている。

観測された変数がカテゴリカルであることからWLSMV(ロバスト重み付き最小二乗法)を使用する。

ESTIMATOR = wlsmv; ! 順序変数の推定
h1iterations = 3000; !Mpusのデフォルトの値。欠損データを含む無制限モデルの最大反復回数。

y1 BY R09A@1; y2 BY R09B@1; y3 BY R09C@1; y4 BY R09D@1;

MODELコマンドの最初の4行は、潜在変数y*を指定するためのファントム変数を示す。負荷は常に1に固定されている。

F1@1;
[F1@0];

すべてのグループの因子平均[F1@0]と分散F1@1はそれぞれ0と1に設定されている。

{R09A@1 R09B@1 R09C@1 R09D@1};

因子尺度{R09A@1 R09B@1 R09C@1 R09D@1}はすべてのグループで1に固定されている。

[y1-y4@0];
y1-y4@0;

切片の平均[y1-y4@0]と残差分散y1-y4@0も0に固定されている。

BY y1-y4 ! すべてのグループで推定される負荷量
[R09A$1-R09A$3
] ; ! すべてのグループで推定されるしきい値
[R09B$1-R09B$3] ;
[R09C$1-R09C$3
] ;
[R09D$1-R09D$3*] ;

このモデルはベースライン・モデルなので、閾値と負荷量はグループ間で自由に推定されることが予想されるため、アスタリスクを使用する。

SAVEDATA: DIFFTEST = prop4.dif;

分析の次のステップでANALYSISコマンドで読み込むカイ二乗差検定に必要な情報を生する。すなわち、Proposition 4 (Wu & Estabrook, 2016)のように等しい閾値を制約する場合には、file prop4.difを入力する。

Proposition 4

thresholds invarianceを求めるコードである。

  TITLE: Proposition 4 (thresholds invariance) for four items on bullying scale

  DATA:
      FILE IS 'BULLY.dat';
  VARIABLE:
   NAMES ARE IDCNTRY R09A R09B R09C R09D;
   USEVARIABLES ARE IDCNTRY R09A R09B R09C R09D; 
   CATEGORICAL ARE R09A R09B R09C R09D;       
 
   GROUPING IS IDCNTRY (31=AZE 40=AUT 246=FIN);
 

  ANALYSIS: 
  ESTIMATOR = wlsmv;
  DIFFTEST = prop4.dif;
  H1ITERATIONS = 3000;

  MODEL:
    y1 BY R09A@1; ! Loadings must always be fixed to 1 here
    y2 BY R09B@1; 
    y3 BY R09C@1;
    y4 BY R09D@1;
    F1 BY  y1-y4*;
    F1@1; !fixed to 1 in all groups
   [F1@0]; !factor means fixed to 0 in all groups
   {R09A@1 R09B@1 R09C@1 R09D@1};!factor scale fixed to 1 in G1, estimated in others
   [y1-y4@0]; ! intercepts means fixed to 0 in group 1, others estimated
   y1-y4@0;       ! Because this is a kind of phantom variable, residual variance is 0
   [R09A$1-R09A$3*] (T1-T3); !constrain thresholds to be equal across groups
   [R09B$1-R09B$3*] (T4-T6);
   [R09C$1-R09C$3*] (T7-T9);
   [R09D$1-R09D$3*] (T10-T12);
    

 MODEL AUT:
    F1 BY  y1-y4*;
    F1@1; !fixed to 1 in all groups
   [F1@0];  !factor means fixed to 0 in all groups
   {R09A* R09B* R09C* R09D*};!factor scale fixed to 1 in G1, estimated in others
   [y1-y4*]; !estimated in all but G1
   y1-y4@0;
   [R09A$1-R09A$3*] (T1-T3);
   [R09B$1-R09B$3*] (T4-T6);
   [R09C$1-R09C$3*] (T7-T9);
   [R09D$1-R09D$3*] (T10-T12);

   
 MODEL FIN:
    F1 BY  y1-y4*;
    F1@1; !fixed to 1 in all groups
   [F1@0];  !factor means fixed to 0 in all groups
  {R09A* R09B* R09C* R09D*}; !factor scale fixed to 1 in G1, estimated in others
   [y1-y4*];  !estimated in all but G1
   y1-y4@0;
   [R09A$1-R09A$3*] (T1-T3);
   [R09B$1-R09B$3*] (T4-T6);
   [R09C$1-R09C$3*] (T7-T9);
   [R09D$1-R09D$3*] (T10-T12);

   
   
OUTPUT:
      tech1 tech4;


  SAVEDATA: 
    DIFFTEST = prop7.dif; 
     !This produces the necessary information for the chi-square difference test that
   !we will read in in the "ANALYSIS" command in the next step for equal slopes and t-holds

DIFFTEST = prop4.dif;

前のベースモデルで検討されたファイルを使用する。

モデル・アイデンティフィケーションの制約として、切片の平均は、第1グループ[y1-y4@0]では0に固定され、残りのすべてのグループ[y1-y4]では推定され、Yの分散は1に固定され、すべてのグループで次のようになる。

因子平均κg=0[F1@0]と因子分散F1@1は1に固定(diag((Φg)=I). (T1-T3)...(T10-T12)を介して閾値に制約を加える。

SAVEDATA: DIFFTEST = prop7.dif;

前回と同じように今回のステップでのカイ二乗検定を保存しておく。

Proposition 7

  TITLE: Proposition 7 (thresholds and loading invariance) for four items on bullying scale

  DATA:
      FILE IS 'BULLY.dat';
  VARIABLE:
   NAMES ARE IDCNTRY R09A R09B R09C R09D;
   USEVARIABLES ARE IDCNTRY R09A R09B R09C R09D; 
   CATEGORICAL ARE R09A R09B R09C R09D;       
 
   GROUPING IS IDCNTRY (31=AZE 40=AUT 246=FIN);
 

  ANALYSIS: 
  ESTIMATOR = wlsmv;
  DIFFTEST = prop7.dif;
  H1ITERATIONS = 3000;

  MODEL:
    y1 BY R09A@1; ! Loadings must always be fixed to 1 here
    y2 BY R09B@1; 
    y3 BY R09C@1;
    y4 BY R09D@1;
    F1 BY  y1-y4* (L1-L4); !constrain loadings across groups;
    F1@1; !fixed to 1 in G1
   [F1@0]; !factor means fixed to 0 in all groups
   {R09A@1 R09B@1 R09C@1 R09D@1};!factor scale fixed to 1 in G1, estimated in others
   [y1-y4@1]; !estimated intercepts means fixed to 1 in group 1, others estimated
   y1-y4@0;       ! Because this is a kind of phantom variable, residual variance is 0
   [R09A$1-R09A$3*] (T1-T3); !constrain thresholds to be equal across groups
   [R09B$1-R09B$3*] (T4-T6);
   [R09C$1-R09C$3*] (T7-T9);
   [R09D$1-R09D$3*] (T10-T12);
    

 MODEL AUT:
    F1 BY  y1-y4* (L1-L4); !constrain loadings across groups;
    F1*; !estimated in all but G1
   [F1@0];  !factor means fixed to 0 in all groups
   {R09A* R09B* R09C* R09D*};!factor scale fixed to 1 in G1, estimated in others
   [y1-y4*]; !estimated in all but G1 where it is fixed to 1 (change to 0 if not working)
   y1-y4@0;
   [R09A$1-R09A$3*] (T1-T3);
   [R09B$1-R09B$3*] (T4-T6);
   [R09C$1-R09C$3*] (T7-T9);
   [R09D$1-R09D$3*] (T10-T12);

   
 MODEL FIN:
    F1 BY  y1-y4* (L1-L4); !constrain loadings across groups;
    F1*; !estimated in all but G1
   [F1@0];  !factor means fixed to 0 in all groups
  {R09A* R09B* R09C* R09D*}; !factor scale fixed to 1 in G1, estimated in others
   [y1-y4*];  !estimated in all but G1
   y1-y4@0;
   [R09A$1-R09A$3*] (T1-T3);
   [R09B$1-R09B$3*] (T4-T6);
   [R09C$1-R09C$3*] (T7-T9);
   [R09D$1-R09D$3*] (T10-T12);

   
   
OUTPUT:
      tech1 tech4;

今回のステップでも前回のステップでのカイ二乗検定の情報を利用する。

DIFFTEST = prop7.dif;

部分開放

部分不変の例は、閾値と負荷不変のモデルの修正に基づいて取られ、修正指標によって導かれる。最も厳しいモデルから始めて、等しい閾値のモデルを保持していたので、負荷のみに焦点を当てて修正指標を要求していく。部分的な測定不変性の探索を呼び出すためのMplusのシンタックスは、OUTPUTコマンドのmodindices(3.84)である。

OUTPUT: tech1 tech4 modindices(3.84);

MODEL MODIFICATION INDICES

NOTE:  Modification indices for direct effects of observed dependent variables
regressed on covariates and residual covariances among observed dependent
variables may not be included.  To include these, request MODINDICES (ALL).

Minimum M.I. value for printing the modification index     3.840

                                   M.I.     E.P.C.  Std E.P.C.  StdYX E.P.C.
Group AZE

BY Statements

Y1       BY R09A                  15.285     0.252      0.183        0.183
Y1       BY R09C                  90.471    -0.629     -0.457       -0.457
Y1       BY R09D                  17.423     0.262      0.190        0.190
Y2       BY R09A                  15.285     0.259      0.183        0.183
Y2       BY R09C                  90.471    -0.648     -0.457       -0.457
Y2       BY R09D                  17.423     0.270      0.190        0.190
Y3       BY R09A                  15.285     0.240      0.183        0.183
Y3       BY R09C                  90.471    -0.598     -0.457       -0.457
Y3       BY R09D                  17.423     0.249      0.190        0.190
Y4       BY R09A                  15.285     0.250      0.183        0.183
Y4       BY R09C                  90.471    -0.626     -0.457       -0.457
Y4       BY R09D                  17.423     0.260      0.190        0.190
F1       BY R09A                  15.285     0.183      0.183        0.183
F1       BY R09C                  90.471    -0.457     -0.457       -0.457
F1       BY R09D                  17.423     0.190      0.190        0.190

ここで着目するのはMI値である。MI値が最も高い部分の負荷を解放すると部分不変性が得られることが多い。

R09Cのロードを解放することで、fitが最も改善されることがわかる。 Mplusでのこれらの値は、MIAZE = 90.471、MIAUT < 3.84、MIFIN = 40.327である。

モデルの修正

F1 BY R09Cを解放するため、次のように書く。MODEL AUTの部分である。

MODEL AUT: F1 BY y1-y4* (L1-L4); !constrain loadings across groups;

F1 BY y3のみ(L3)の制約を外す。

MODEL AUT: F1 BY y1 (L1); !constrain loadings across groups; F1 BY y2 (L2); F1 BY y3; !freely estimate F1 BY y4 (L4);

MODEL FIN:も同様の表記にする。

ME/Iアプローチの最新動向に関する簡単なメモ

部分的不変性アプローチに加えて、研究者たちはME/Iの達成に失敗することに対処するいくつかの方法を提案している。以下では、ME/Iを体系的に検討しようとしたいくつかの研究(Asparouhov & Muthen, 2014; Finch & French, 2018; Pokropek, Davidov, & Schmidt, 2019; Raykov et al.,2012)のうち、ME/Iの分野で期待される手法やアプローチを利用/提案しているものを、簡潔に紹介する。 MG-CFAの比較的新しいアプローチであるアライメント法(Asparouhov & Muthen, 2014)は、測定の妥当性を確立する従来の方法に代わるである。アライメント法は、典型的なMG-CFAとは異なり、測定の不変性を前提としていない。むしろ、この方法は、グループ間のパラメーター不変性を最小化する最適なソリューションを特定する。アライメント法の特徴は、すべてのモデル・パラメータ(因子平均、因子分散、負荷量、切片/閾値、および残差分散)を推定する際に、ソリューションが既存のソリューションまたはベースライン・ソリューションと同一のフィット示すことである。これは、潜在変数の平均と分散がそれぞれ0と1の値に固定されていると仮定しているコンフィギュラルコン不変モデルとは対照的であろう。このような潜在変数の標準化は,潜在変数が同じ尺度ではないことを意味し,その結果,比較することができない。アライメント法は、比較群の数が多い場合のパラメータの等質性の検定に関連する問題を克服する実用的な方法であるが、この方法は本質的には探索的なものであり、Pokropek et al.(2019)の研究で示唆されたように、その性能は条件によって異なる。 Raykovら(2012)は、Benjamini-Hochberg(BH)偽発見率法を使用し、ファミリー全体の誤り率を事前に設定したシグニフィカンスレベルに制御する、ME/Iの検査に適した多重検定手順を概説した10。著者らが述べているように、BHアプローチは、ME/Iの全体的な評価を可能にするだけでなく、異なる、より局所的な不変性のレベルをテストすることを可能にするという点で柔軟性がある(すなわち、負荷または切片の不変性のみをテストする)。 最近、Pokropekら(2019)は、ME/Iをテストするための伝統的なアプローチと新しいアプローチを調査した。大規模なシミュレーション研究において、著者らは、MG-CFA、部分的MG-CFA、マルチグループ・ベイズ構造方程式モデリングSEM)、部分的マルチグループ・ベイズSEM、アライメント最適化を伴うMG-CFAなど、ME/Iのテストに使用される5つの手法のパフォーマンスを調べた。Pokropekらの全体的な結論は、次のように要約できる。部分的測定不変性は、多くの項目が不変である場合に、パス係数と潜在的平均を復元するのに適した(効果的な)方法かもしれない。近似測定不変性モデルは、多くのパラメータがほぼ(正確ではないが)等しい場合に、潜在的平均を復元するのに使用するのがより適切かもしれない。一方、アライメント法は、少数の不変パラメータが存在する場合に、潜在的平均を復元するのに適切かもしれない。著者らが示唆しているように、これらの手法のいくつか(特に、より柔軟性のあるもの)について、より良い収束とより効率的なアルゴリズムの観点から、今後の研究が望まれるす。 最後に、FinchとFrench(2018)は、YuanとChan(2016)、MarcoulidesとYuan(2017)、Yuan、Chan、Marcoulides、Bentler(2016)が説明したRMSEAの同等性検定アプローチの有用性を検討しましたが、YuanとChanの研究では、単一のデータセットで有望視されていました。提案された同等性検定のアプローチは、タイプI(およびII)エラー(複数可)をコントロールする上でのカイ二乗差検定の不十分さへの対応としても生まれました。そこで、FinchとFrenchは、メトリック不変性とスカラー不変性の両方を検証するシミュレーション研究を通じて、その性能を系統的に検証しました(すなわち、不変性はそれぞれ荷重と切片に存在するとモデル化されました)。著者らは、指標が正規分布していると仮定したモデルに等価アプローチを用いることを支持しており、さらに重要な点として、不変性が存在するかどうかの程度に関する有用な情報を提供する能力を指摘しています。これは、著者らが述べているように、ME/Iに対するより伝統的なアプローチとは対照的であり、一般的には不変性の有無という結論を導き出すものである。

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  • Finch, H. W., French, B. F., & Finch, M. E. (2018). Comparison of methods for factor invariance testing of a 1-factor model with small samples and skewed latent traits. Frontiers in Psychology, 9, 332. doi:10.3389/fpsyg.2018.00332
  • Pokropek, A., Davidov, E., & Schmidt, P. (2019). A Monte Carlo Simulation Study to Assess The Appropriateness of Traditional and Newer Approaches to Test for Measurement Invariance. Advanced online publication. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 1–21. doi:10.1080/10705511.2018.1561293
  • Raykov, T., Marcoulides, G. A., & Millsap, R. E. (2012). Factorial invar- iance in multiple populations: A multiple testing procedure. Educational and Psychological Measurement, 73, 713–727. doi:10.1177/0013164412451978
  • Yuan, K.-H., & Chan, W. (2016). Measurement invariance via multigroup SEM: Issues and solutions with chi-square difference tests. Psychological Methods, 21(3), 405–426. doi:10.1037/met0000080
  • Marcoulides, K. M., & Yuan, K.-H. (2017). New ways to evaluate good- ness of fit: A note on using equivalence testing to assess structural equation models. Structural Equation Modeling. A Multidisciplinary Journal, 24, 148–153.
  • Yuan, K.-H., Chan, W., Marcoulides, G. A., & Bentler, P. M. (2016). Assessing structural equation models by equivalence testing with adjusted fit indexes. Structural Equation Modeling, 23(3), 319–330. doi:10.1080/10705511.2015.1065414

LatentGOLDで潜在クラス分析[LatentGOLD]

日本語では潜在クラス分析と呼ぶことが多いが、他の潜在クラスモデルと区別するために、潜在クラス・クラスター・モデル(Latent Class Cluster Model)とも言われる。

データ

RのpoLCAパッケージからvalueデータを使用する。

library("poLCA")
data("values",package="poLCA") 

データ

  A B C D
1 2 2 2 2
2 2 2 2 2
3 2 2 2 2
4 2 2 2 2
5 2 2 2 2
6 2 2 2 2

データの説明は下記のように書かれている。

「普遍的な価値観」または「特殊な価値観」の傾向を測定する4つの質問(A、B、C、D)に対する216人の回答者の二分法による調査結果。このデータセットは、Goodman (2002, p. このデータセットは、Goodman (2002, p. 14)に表4として掲載されており、以前はGoodman (1974)とStouffer and Toby (1951)に掲載されていた。

サンプルデータなので、特にデータの理解は不要だろう。

havenパッケージでSPSS形式で出力する。

library(haven)
write_sav(values, "values.sav")

エリアの呼び方

LatentGOLDの左のエリアはアウトラインペイン、右はコンテンツペインと呼ぶらしい。

f:id:iDES:20210815005838p:plain

データを開く

f:id:iDES:20210815005853p:plain

データ名values.savをクリックすると下記のような画面になる。

分析の開始

Model1を右クリック[Cluster]もしくは、メニューの[Model]の[Cluster]をクリックする。

f:id:iDES:20210815005907p:plain

潜在クラス分析を行う変数を[Indicators]の中に入れる。

f:id:iDES:20210815005917p:plain

[Indicators]にいれた後、右クリックし、データタイプを[Nominal]にする。

f:id:iDES:20210815005929p:plain

[scan]を押すと、単純集計がみられるようになる。

f:id:iDES:20210815005940p:plain

AをダブルクリックするとAの変数の集計が見られる。

f:id:iDES:20210815005951p:plain

クラスター数の指定

試行錯誤が必要なところだが、とりあえず1から5くらいに指定しておこう。

f:id:iDES:20210815010053p:plain

実行

[Estimete]をクリック。

f:id:iDES:20210815010104p:plain

全体の結果

values.savのところをクリックすると全体の結果がみれる。「イ」となっているのは正しくは2乗表記がされるはずなのだが、バグっている。原因は、使っているWindowsの標準言語を日本語に設定しているためではないかと思っているが、よくわからない。

f:id:iDES:20210815010114p:plain

クラス数の決定の解釈1

クラスター数を決定する1つの基準は、L²統計量がカイ二乗分布に従うと仮定した場合の各モデルのp-値を示す「p-値」列を見ることである。一般的には、p値が0.05より大きい(十分な適合性がある)モデルの中で、最も解析的なモデル(パラメータの数が最も少ない(Npar))が選択される。この基準を用いると、最適なモデルはモデル2の2クラスタモデル(p値0.82、Npar=9)となる。

BLRT 条件付きブートストラップによるモデル改善の評価

今回は1クラスと2クラスを比較する。

f:id:iDES:20210815010125p:plain

2クラスなので、比較できるのは2と1クラスのみである。

f:id:iDES:20210815010137p:plain

4クラスの場合は3クラスと、一つ少ないクラスと比較するのが通常の使い方である。

結果。

f:id:iDES:20210815010232p:plain

有意であるということは、1クラスより2クラスの方がモデルが改善されているということであるため、BLRTは2クラスモデルを支持していない。5%以上になるまで繰り返そう。

パラメータの出力を見る

パラメータを見るには[+]で開いていく。

f:id:iDES:20210815010243p:plain

プロフィール

f:id:iDES:20210815010253p:plain

所属クラスと、A-Dの所属確率が表示される。

プロフィール・プロット

f:id:iDES:20210815010307p:plain

ユニ・プロット

f:id:iDES:20210815010320p:plain

トリ・プロット

f:id:iDES:20210815010331p:plain

定義ファイルの保存

f:id:iDES:20210815010342p:plain

保存したいモデルを選択し、[File]から定義ファイルを.lgf形式で保存することができる。

INDIGOネットワークメンバーによるメンタルヘルス関連のスティグマや差別に関する出版物

indigo-group.org

日本でメンタルヘルス系で研究をしているのは医学系の人らしい。

ガンマ分布のglm()モデリング[R]

rpubs.com

Kazuki Yoshidaさんによって作成されたものらしい。

farawayパッケージに含まれる半導体ウェハのデータを用いる。

library(faraway)
data(wafer)
plot(density(wafer$resist))

f:id:iDES:20210701224253p:plain

結果は連続的なものだが、右に傾いており、常に正の値を示している。このようなデータを分析する最も一般的な方法は、結果を対数変換することである。しかし、一般化線形モデルの枠組みの中で、より良い代替手段がある。

"resitivity of wafer in semiconductor experiment"

Description:
     A full factorial experiment with four two-level predictors.
Format:
     A data frame with 16 observations on the following 5 variables.
     x1 a factor with levels ‘-’ ‘+’
     x2 a factor with levels ‘-’ ‘+’
     x3 a factor with levels ‘-’ ‘+’
     x4 a factor with levels ‘-’ ‘+’
     resist Resistivity of the wafer
Source:
     Myers, R. and Montgomery D. (1997) A tutorial on generalized
     linear models, Journal of Quality Technology, 29, 274-291.

用語解説 算術平均とは通常の平均である。 geometric mean(幾何平均)は、算術平均を対数スケールで計算したものである。

 \sum_{i = 1}^n log(Y_i)

ここでは,オッズ比やレート比と同じように,2つの平均値を比較する比率を表すために「平均比」を使っている。

通常の方法 - 結果を対数変換した線形モデル(乗法幾何平均モデル)

res.lm.logY <- lm(log(resist) ~ x1 + x2 + x3 + x4, data = wafer)
summary(res.lm.logY)

Call:
lm(formula = log(resist) ~ x1 + x2 + x3 + x4, data = wafer)

Residuals:
    Min      1Q  Median      3Q     Max 
-0.1757 -0.0622  0.0175  0.0877  0.1084 

Coefficients:
            Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
(Intercept)   5.4405     0.0598   90.95  < 2e-16 ***
x1+           0.1228     0.0535    2.29  0.04243 *  
x2+          -0.2999     0.0535   -5.60  0.00016 ***
x3+           0.1784     0.0535    3.34  0.00665 ** 
x4+          -0.0561     0.0535   -1.05  0.31652    
---
Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1

Residual standard error: 0.107 on 11 degrees of freedom
Multiple R-squared:  0.816, Adjusted R-squared:  0.75 
F-statistic: 12.2 on 4 and 11 DF,  p-value: 0.000491

exp(coef(res.lm.logY))

(Intercept)         x1+         x2+         x3+         x4+ 
   230.5536      1.1306      0.7409      1.1953      0.9454 

結果が歪んでいて常に正である場合は、変換することでモデル化することができる。このモデルは次のようにモデル化している。

 \ E[log(Y_i)] = \beta_0 + \beta_1X_1 + \beta_2X_2 + \beta_3X_3 + \beta_4X_4

このように、対数スケールでの(算術的)平均変化、つまり、元のスケールでの幾何学的な「平均比」という観点からのみ解釈される。

例えば、x1=+とすると、対数結果の期待値(算術平均)は0.12277変化する。両辺の指数をとった共変量   e^{0.12277} = 1.130624 は、元の結果の幾何平均を掛け合わせた比率(元の尺度での幾何平均比)である。

切片を指数化したもの  \ e^{5.44} = 230.6 は、すべての予測因子について-を持つウェハの幾何平均の期待値である。

したがって,このモデルは,予測変数による元の結果への乗法的効果を仮定している。

代替案1 - ガンマファミリとログリンクを用いた一般化線形モデル(乗算算術平均モデル)

res.glm.Gamma.log <- glm(formula = resist ~ x1 + x2 + x3 + x4,
                         family  = Gamma(link = "log"),
                         data    = wafer)
summary(res.glm.Gamma.log)

Call:
glm(formula = resist ~ x1 + x2 + x3 + x4, family = Gamma(link = "log"), 
    data = wafer)

Deviance Residuals: 
     Min        1Q    Median        3Q       Max  
-0.17548  -0.06486   0.01423   0.08399   0.10898  

Coefficients:
            Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
(Intercept)  5.44552    0.05856  92.983  < 2e-16 ***
x1+          0.12115    0.05238   2.313 0.041090 *  
x2+         -0.30049    0.05238  -5.736 0.000131 ***
x3+          0.17979    0.05238   3.432 0.005601 ** 
x4+         -0.05757    0.05238  -1.099 0.295248    
---
Signif. codes:  0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1

(Dispersion parameter for Gamma family taken to be 0.01097542)

    Null deviance: 0.69784  on 15  degrees of freedom
Residual deviance: 0.12418  on 11  degrees of freedom
AIC: 152.91

Number of Fisher Scoring iterations: 4

exp(coef(res.glm.Gamma.log))

(Intercept)         x1+         x2+         x3+         x4+ 
   231.7186      1.1288      0.7405      1.1970      0.9441 

結果が歪んでいて常に正である場合は、ガンマ分布を用いてモデル化することができる。

リンク関数は、先の線形モデルとの整合性を考慮してlog()とし、以下のようにモデル化している。

  log(E[Y_i]) = \beta_0 + \beta_1X_1 + \beta_2X_2 + \beta_3X_3 + \beta_4X_4

となり、以下も成立する。

  E[Y_i] = e^{\beta_0 + \beta_1X_1 + \beta_2X_2 + \beta_3X_3 + \beta_4X_4} \

このように、元の尺度での算術平均  E[Y_i] を推論することができる。

例えば、x1 = +とすると、対数算術平均結果が0.12115増加する。両辺の指数を取った共変量    e^{0.12115} = 1.128794は、元の尺度での算術平均の結果に乗じる係数で、x1 = +の場合、他の変数のレベル内では、元の尺度での算術平均がx1 = -に比べて1.13倍になる。

また、指数化された切片   e^{5.45} = 231.7 は、すべての予測変数で-となったウェハの算術平均結果である。

したがって、このモデルは、予測変数による元の結果への乗算効果を仮定している。

相違点と類似点

これらの2つのモデルは非常によく似ており、今回のケースでも似たような係数を出している、指数化された係数は異なる解釈をしている(幾何学的「平均比」と算術的「平均比」)。

これは

 E[log(Y_i)|X] \ne log(E[Y_i|X])

(対数スケールの平均は、元のスケールの平均の対数とは等しくない)

このように、線形回帰モデルに入る前に結果が対数変換されていれば、幾何平均に関する推論が可能となります。一方、一般化線形モデルのアプローチでは、元の尺度での算術平均についての推論が可能である。

いずれの場合も,各予測変数の効果は乗法的である(平均の変化率)。

代替案2 ガンマ・ファミリと同一性リンクを持つ一般化線形モデル(加法的算術平均モデル)

res.glm.Gamma.identity <- glm(formula = resist ~ x1 + x2 + x3 + x4,
                         family  = Gamma(link = "identity"),
                         data    = wafer)
summary(res.glm.Gamma.identity)

Call:
glm(formula = resist ~ x1 + x2 + x3 + x4, family = Gamma(link = "identity"), 
    data = wafer)

Deviance Residuals: 
      Min         1Q     Median         3Q        Max  
-0.190394  -0.066533   0.005538   0.091549   0.126838  

Coefficients:
            Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
(Intercept)   235.43      14.21  16.572 3.97e-09 ***
x1+            27.83      12.24   2.274 0.044017 *  
x2+           -65.74      12.68  -5.184 0.000302 ***
x3+            36.94      12.32   2.999 0.012102 *  
x4+           -11.88      12.15  -0.978 0.349294    
---
Signif. codes:  0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1

(Dispersion parameter for Gamma family taken to be 0.0124071)

    Null deviance: 0.69784  on 15  degrees of freedom
Residual deviance: 0.14009  on 11  degrees of freedom
AIC: 154.84

Number of Fisher Scoring iterations: 6

各予測変数の効果が元の尺度上で相加的であると考えられる場合,同一性リンク関数を持つ一般化線形モデルを使用できる。
この場合、生の係数は元の尺度になる。x1 = +を持つことは、算術平均の結果に27.83を加える(加法的効果)。
生の切片(235.43)は、すべての予測変数について-を有するウェーハの算術平均結果である。

ジョシュ・ホーリー上院議員の「Twitterの利用時間を1日30分に制限する」という法案(Vox)

www.vox.com

ジョシュ・ホーリー 日本語Wikipedia ja.wikipedia.org

日本語Wikipediaはスカスカなのでよくわからないのだが、アメリカでは有名な議員の一人。日本語ではトランプ大統領敗北後の動きがニュースになっている。

www.huffingtonpost.jp

この記事は2019年の物なのでトランプ大統領の在任期間中の記事である。


ジョシュ・ホーリー氏の「Twitterの利用時間を1日30分に制限する」という法案を解説

ソーシャルメディア依存症についてはまだ科学的に解明されていないが、ホーリー氏の法案は、解決することを目的としている。
Jul 31, 2019

上院議員のジョシュ・ホーリー(Josh Hawley)氏(共和党)は、テクノロジーの巨人への戦いに再び挑んでいる。彼の最新のターゲットは それは、ソーシャルメディアの基本的な仕組みである。

火曜日、ミズーリ州選出のジョシュ・ホーリー上院議員は、ホーリー上院議員が「ソーシャルメディア嗜癖」と呼ぶものを抑制することを目的とした法案「Social Media Addiction Reduction Technology Act」(SMART法)を発表した。この法案は、FacebookTwitterYouTubeなどのソーシャルメディア企業を完全に消滅させるものではないが、製品の機能の中核となる部分を変更させるものである。具体的には、アプリやウェブサイトでの無限スクロールや自動再生を禁止し、ユーザーの利用時間を自動的に1日30分に制限するというものである。ユーザーは制限時間を変更したり削除したりすることができるが、1カ月ごとにリセットされる。

つまり、ホーリーの考える世界では、30日ごとにTwitter社に「毎日30分以上利用したい」と伝えなければならないことになる。

上院議員の中で最年少の39歳であるホーリーは、議会では反テクノロジー運動家としての地位を確立している。ホーリーは、データトラッキング、子どものオンラインプライバシー、データの収益化などの問題について、複数の法案を提出してきた。また、技術系企業の経営者たちに公聴会で圧力をかけたり、連邦政府の規制当局に技術系企業への対応を求めたりしている。

また、彼はソーシャルメディア企業を軽蔑していることを公言している。5月のUSA Today紙への寄稿で、ホーリーは、FacebookInstagramTwitterが完全になくなったほうが国のためになると書いている。"ソーシャルメディアは、生産的な投資や有意義な人間関係、健全な社会に寄生するものとして理解するのが一番いいのかもしれない」と書いている。

これは、トランプ政権後のポピュリストとしての彼の幅広い姿勢の一部であり、いわゆるエリートに対する国の中間層の擁護者であると考えている。彼の提案の中には、超党派的な支持を得ているものもある。しかし、広く批判されたソーシャルメディア・バイアス法案や、今回のソーシャルメディア嗜癖法案などは、そうではなかった。。

ホーリー氏の法案は、テクノロジーが私たちの生活にどのような影響を与え、どのように規制すべきかという重要な問題を提起している。しかし、この法案はかなり強引なアプローチをとっており、法律として成立する可能性は低いと思われる。ソーシャルメディア嗜癖については、その蔓延状況や原因、実際に存在するのかどうかなど、まだまだ研究すべききことがたくさんある。この法案は、問題が実際に定義される前に、包括的な解決策を提案している。

ジョシュ・ホーリー氏のSMART法(Josh Hawley’s SMART Act)を単に説明。

SMART法は、上院ではまだ共同提案者がいないため、Hawley氏はこの法案の提出を思い切って行っています。この法案は、アテンション・エコノミーと、これらのプラットフォームが私たちの時間を奪い合うことを目的としている。テクノロジー企業は、しばしばこの問題に自ら取り組もうとしていると言う。例えば、Appleはスクリーンタイムを監視するためのアプリを発表し、FacebookInstagramも、サービスに費やした時間を把握するためのツールを導入している。もちろん、アプリの利用時間を監視するには、アプリを利用している必要がある。テクノロジー企業の経営者たちは、「有意義な時間time well spent」というコンセプトを語ってきたが、全体的に見て、その推進力はあまり効果的ではなかった。

今回の法案でホーリー氏が提案した主な内容は以下の通りである。

無限スクロール、自動補充、エンゲージメントに応じてユーザーが獲得するバッジやアワードを、音楽ストリーミングや、新しいサービスや機能へのアクセスを「実質的に増加」させるバッジ(製品のプレミアムバージョンへのアクセス権を与えるなど)など、特定の状況を除いて禁止する。
ソーシャルメディアのプラットフォームに、ユーザーが自然に立ち止まることのできるポイントを設けることを義務付ける。
ユーザーが同意条件を受け入れるか否かのプロセスを中立的なものにすることをプラットフォームに要求する。
ソーシャルメディア企業に対し、ユーザーが自社のプラットフォームに費やした時間を簡単に追跡できるようにすることを義務付ける。
すべてのデバイスにおいて、ユーザーがプラットフォームに費やすことのできる時間を1日30分に自動的に制限する。ユーザーはこの制限を変更することができる、毎月変更しなければならない。
ホーリー氏の法案は、Federal Trade Commission(連邦取引委員会)を執行機関とし、3年ごとにFTCからソーシャルメディア嗜癖に関する報告書の提出を求めるものである。また、FTCと保健社会福祉省は、"人間の心理や脳生理学を利用して、消費者の選択の自由を実質的に妨害する "その他の行為に関する規則を作成することができる。

「テクノロジーの巨人はは、嗜癖ビジネスモデルを受け入れている。」 ホーリー氏は、火曜日の法案発表の声明でこう述べた。この分野における「イノベーション」の多くは、より良い製品を作るためではなく、目をそらすことができないような心理的なトリックを使って、より多くの注目を集めるために設計されている」と述べた。

Campaign for a Commercial-Free Childhoodのエグゼクティブ・ディレクターであるジョシュ・ゴリン氏は、ホーリー氏のオフィスが配布した声明の中で、この法案は、子どもや10代の若者を対象としたものを含め、ソーシャルメディア企業が使用する「最も搾取的な戦術の一部を禁止するものである」と述べ、法案を賞賛した。

一方、業界団体であるThe Internet Associationは、ソーシャルメディアに関する主張の裏付けがないとして法案を批判した。「インターネット企業は、健全なオンライン体験を促進するために、プログラム、パートナーシップ、ポリシー、コントロール、およびリソースに投資しており、ユーザーがオンラインでの関わり方を選択できる既存のツールも豊富にある」と、社長兼CEOのMichael Beckermanは声明で述べています。「また、ユーザーがオンラインでの活動方法を選択できる既存のツールも豊富にある」と。

ソーシャルメディア嗜癖に関する証拠は今のところ結論が出ていない

ミシガン大学ソーシャルメディアの利用と意思決定について研究しているDar Meshi氏は、Recodeに次のように述べている。「ソーシャルメディア嗜癖という考え方は、確かに現実的な問題のように感じられるものの、過剰なソーシャルメディアの使用は、世界保健機関や「精神疾患の診断・統計マニュアル」では障害として認められていない。

Meshi氏は、「ソーシャルメディア嗜癖の有病率については、学術界ではいまだに大きな議論がなされている」と語る。「実際の社会でこのような断絶がある以上、私たちが実際に対処していることが何であるかを理解するためには、時間をかけてより多くの研究が必要だ」と述べている。

Meshi氏は、自身の研究でもこの現象が見られたと述べている。物質使用障害の人とソーシャルメディアを過剰に利用する人の間には、いくつかの類似点があることを示す証拠を見つけた。しかし、これらの類似点のうち、特に意思決定に関連するものは、より希薄であることを示す研究結果も、まもなく発表される予定である。

これまでの研究では、ハイテク企業が、カジノで採用されているデザイン技術を使ってプラットフォームをより強固にしたり、「説得力のあるデザイン」と呼ばれる戦術を用いて、幼い頃からユーザーの考え方や行動に影響を与えていることが明らかになっている。ピュー・リサーチ・センターが昨年発表した調査結果によると、10代の若者の約90%が、1日にほぼ常時、あるいは何度もインターネットを利用している、元Google社員でCenter for Human Technologyを共同設立したトリスタン・ハリスは、現在、ハイテクの危険性や、ハイテクが私たちの考え方や感じ方、交流の仕方にどのような影響を与えるかについて、多くの時間を費やして論じている。

しかし、テクノロジー嗜癖への懸念が誇張されたものであるという証拠もあります。

オックスフォード大学の心理学者であり、ソーシャルメディア嗜癖に懐疑的な見方をしているアンドリュー・シュービルスキー(Andrew Przybylski)氏は、Recodeのメールに対し、ホーリー氏の法案は「愚かで、実際には実行不可能なアイデア」であり、より効果的な規制から目をそらす可能性があると述べている。

ソーシャルメディア企業が、独立した科学者による透明性のある大規模な研究に参加することが重要である」と彼は述べています。また「FacebookInstagramYouTubeがデータを共有するまで、我々は何もできません」と述べています(注:研究者はそれらの企業がデータを研究者に提供してくれない限り、研究者は研究ができないという意味)。

米国議会で提案されている別の法律、エド・マーキー上院議員民主党)が提唱する「CAMRA法」は、ソーシャルメディア依存症に関する調査をデータに基づいて進めようとするものである。この法律は、テクノロジーやメディアが子どもに与える影響についての研究プログラムを率いる権限を、国立衛生研究所に与えるものである。この法案には、共和党員3名を含む5名の賛同者がいます。ホーリー氏のオフィスは、まだこの法案に署名しておらず、法案を検討していると述べている。

ソーシャルメディア依存症の研究は、まだ始まったばかりで、実際のところ、その研究に資金を提供している機関はない」「米国では、この種の研究に対する資金が圧倒的に不足している」。

VoxのBrian Resnick氏も、スマートフォンの問題について同様の指摘をしている。

デジタル技術の使用とメンタルヘルスの関係について、これまでに行われた研究では、10代の若者と大人の両方について、結論が出ていない。スタンフォード大学の心理学部長であるAnthony Wagner氏は「文献は乱立しています」と述べています。「因果関係があることを示すものはありますか? 因果関係があると言えるものはありますか? メディア利用の行動が、実際に私たちの認知や基礎的な神経機能、神経生物学的プロセスを変化させているのでしょうか? 答えは『わからない』だ。データがないのだから」。

ホーリー氏の法案は、この問題に対して攻撃的で非現実的なアプローチをとっているかもしれない。しかしこれは、テクノロジーとそれが私たちの生活をどのように変えていくかについてのオーバートンの窓(公論で許容されると考えられるトピックに関する考えの範囲)が変化している可能性を示すシグナルである。

ソーシャルメディアの利用時間をアメリカ人全員が自動的に30分に制限することは、今は行き過ぎのように思えるかもしれないが、将来的にはそうではなくなるかもしれない。

参考リンク:

wired.jp