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統計学勉強会

  第二回
 @kingqwert
前回の宿題
• F分布の分母、分子を自由度割る意味
 – X2分布が分散の分布→1サンプル当たりの分
   散の比を表す


• 分布の自由度
 – 形を決定するパラメーター


• 平均、分散、SD、SE
SDとSE
本日の予定は。。。
検定論   (特に分散分析ANOVA、ANCOVA)
ちなみに

• 適合度統計量(goodness of fit statistic)は今回は扱わない→
  最尤法の回へ
  – スコア統計量
  – ワルド統計量
  – 逸脱度
3種類
• 線形重回帰
  – 1つの連続的な反応変数+いくつかの連続的な説明変数


• 分散分析ANOVA
  – 1つの連続な反応変数+カテゴリカルな説明変数

• 共分散分析ANCOVA
  – 説明変数のうち少なくとも1つは連続変数



• まとめて        重回帰 or 一般線形モデル
  – 1つの連続的な反応変数と複数個の説明変数を分析すること
基本的な考え方
• Sを興味のある統計量とすると




Sがベクトルの時は
分散分析
• Def: カテゴリー間での連続変数の特徴量を比較する統計
  手法
       学習形態 一斉指導 体験学習 討議学習
                5      8      7
                4      4      6
                6      3      8
                3      3      9
                3      7     10
                7      9      9
                6      8      8
                5      7      9
                3      3      7
                5      4      8

       平均     4:07   5:06   8:01 全平均   6:01

       サイズ     10     10     10
1元配置
• 構造モデル



• 平方和分解




• 平方和の比の検定量
One-way ANOVA table

変動要因   自由度   平方和        平均平方            F-value
主効果    a-1   S_a        M_a=S_a/(a-1)   M_a/M_e
誤差     n-a   S_e        M_e=S_e/(n-a)
全体     n-1   S_T




 このF値は、自由度a-1, n-aのF分布に従う。
 従って、帰無仮説(H0=α1=α2=α3=α4=α5) を検定するには

              F-value > F(a-1,n-a)
多重検定
• 5%であるから、有意差がでない確率は(1-
  0.05)

• 3つの組み合わせ全てで有意差が出ない確率
  は(1-0.05)x(1-0.05)x(1-0.05)となり、逆に有意
  差が出る確率は1-(1-0.05)^3=0.142



            αエラーの上昇
多重検定
1.     なにもしない
     1.  推奨されない方法である.すなわち,補正なしの t 検定を行う.

2.     ボンフェローニ(Bonferroni)補正
     1.  いま,有意水準 α‘ のそれぞれ独立な検定を r 回行ったとすると,1 回の検定で正しい判断
         を行う確率が 1 - α’ なので,r 回の検定で正しい判断を行う確率は,(1 - α‘)r となる.よっ
         て,正しい判断 を行わない(第 1 種の過誤の)確率は,1 - (1 - α’)r ≒ 1 - (1 - rα‘) = rα’,ただ
         し,α‘ ≒ 0となる.これが,r 回の検定全体での有意水準となる.よって,検定全体での有
         意水準を α にするには, 1 回の検定の有意水準を α’ = α/r にすればよい.これがボンフェ
         ローニ補正である.しかし, 多重比較における検定は独立な検定ではないので,この補
         正は厳しすぎ(保守的)て, 有意な組み合わせが見つからない恐れがある.

3.     ホルム(Holm)補正
     1.  ボンフェローニ補正を改良したものである.すべての比較組み合わせ(対比)の t 値を計
         算し,それを大きさの順に並べる.一番大きな t 値 t(1) の有意確率を α/r,次の大きさ の
         t(2) の有意確率を α/(r - 1),というように有意確率を調整する.
     2.  R ではホルム補正がデフォルト

4.     チューキー(Tukey)の HSD(honestly significant difference)
     1.  今までは,t 検定の有意確率を補正することにより,多重比較の問題に対処していたが,
         スチィーデント化された範囲の分布 (Studentized range distribution)という多重比較専用
         の分布を用いて検定する
後日


• Bootstrap法による多重検定 ← NEW!
二元配置〜多元配置
• 構造モデル



• 平方和分解
Two-way ANOVA table
要因      自由度          平方和    平均平方和                  F-value
Aの主効果   a-1          S_a    M_a=S_a/(a-1)          M_a/M_e
Bの主効果   b-1          S_b    M_b=S_b/(b-1)          M_b/M_e
交互作用    (a-1)(b-1)   S_AB   M_AB=S_AB/(a-1)(b-1)   M_AB/M_e
A*B
誤差      ab(r-1)      S_e    M_e=S_e/ab(r-1)
全体      abr-1        S_r
Rの検定パッケージと関数
関数                機能                   パッケージ
                  分割表の統計量と検定:カイ2乗、尤度比、
assocstats        連関係数                 vcd

binom.test        二項分布の検定                           stats

coindep_test      条件付き独立検定                          vcd

fisher.test       Fisherの直接検定                       stats

goodfit           適合検定                              vcd

kruskal.test      ランク和の検定                          stats
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mantelhaen.test   イ2乗検定                            stats

mcnemArtest       正方形の分割表のMcnemarのカイ2乗検定            stats

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  • 2. 前回の宿題 • F分布の分母、分子を自由度割る意味 – X2分布が分散の分布→1サンプル当たりの分 散の比を表す • 分布の自由度 – 形を決定するパラメーター • 平均、分散、SD、SE
  • 4. 本日の予定は。。。 検定論 (特に分散分析ANOVA、ANCOVA)
  • 5. ちなみに • 適合度統計量(goodness of fit statistic)は今回は扱わない→ 最尤法の回へ – スコア統計量 – ワルド統計量 – 逸脱度
  • 6. 3種類 • 線形重回帰 – 1つの連続的な反応変数+いくつかの連続的な説明変数 • 分散分析ANOVA – 1つの連続な反応変数+カテゴリカルな説明変数 • 共分散分析ANCOVA – 説明変数のうち少なくとも1つは連続変数 • まとめて 重回帰 or 一般線形モデル – 1つの連続的な反応変数と複数個の説明変数を分析すること
  • 8. 分散分析 • Def: カテゴリー間での連続変数の特徴量を比較する統計 手法 学習形態 一斉指導 体験学習 討議学習 5 8 7 4 4 6 6 3 8 3 3 9 3 7 10 7 9 9 6 8 8 5 7 9 3 3 7 5 4 8 平均 4:07 5:06 8:01 全平均 6:01 サイズ 10 10 10
  • 10. One-way ANOVA table 変動要因 自由度 平方和 平均平方 F-value 主効果 a-1 S_a M_a=S_a/(a-1) M_a/M_e 誤差 n-a S_e M_e=S_e/(n-a) 全体 n-1 S_T このF値は、自由度a-1, n-aのF分布に従う。 従って、帰無仮説(H0=α1=α2=α3=α4=α5) を検定するには F-value > F(a-1,n-a)
  • 11. 多重検定 • 5%であるから、有意差がでない確率は(1- 0.05) • 3つの組み合わせ全てで有意差が出ない確率 は(1-0.05)x(1-0.05)x(1-0.05)となり、逆に有意 差が出る確率は1-(1-0.05)^3=0.142 αエラーの上昇
  • 12. 多重検定 1. なにもしない 1. 推奨されない方法である.すなわち,補正なしの t 検定を行う. 2. ボンフェローニ(Bonferroni)補正 1. いま,有意水準 α‘ のそれぞれ独立な検定を r 回行ったとすると,1 回の検定で正しい判断 を行う確率が 1 - α’ なので,r 回の検定で正しい判断を行う確率は,(1 - α‘)r となる.よっ て,正しい判断 を行わない(第 1 種の過誤の)確率は,1 - (1 - α’)r ≒ 1 - (1 - rα‘) = rα’,ただ し,α‘ ≒ 0となる.これが,r 回の検定全体での有意水準となる.よって,検定全体での有 意水準を α にするには, 1 回の検定の有意水準を α’ = α/r にすればよい.これがボンフェ ローニ補正である.しかし, 多重比較における検定は独立な検定ではないので,この補 正は厳しすぎ(保守的)て, 有意な組み合わせが見つからない恐れがある. 3. ホルム(Holm)補正 1. ボンフェローニ補正を改良したものである.すべての比較組み合わせ(対比)の t 値を計 算し,それを大きさの順に並べる.一番大きな t 値 t(1) の有意確率を α/r,次の大きさ の t(2) の有意確率を α/(r - 1),というように有意確率を調整する. 2. R ではホルム補正がデフォルト 4. チューキー(Tukey)の HSD(honestly significant difference) 1. 今までは,t 検定の有意確率を補正することにより,多重比較の問題に対処していたが, スチィーデント化された範囲の分布 (Studentized range distribution)という多重比較専用 の分布を用いて検定する
  • 15. Two-way ANOVA table 要因 自由度 平方和 平均平方和 F-value Aの主効果 a-1 S_a M_a=S_a/(a-1) M_a/M_e Bの主効果 b-1 S_b M_b=S_b/(b-1) M_b/M_e 交互作用 (a-1)(b-1) S_AB M_AB=S_AB/(a-1)(b-1) M_AB/M_e A*B 誤差 ab(r-1) S_e M_e=S_e/ab(r-1) 全体 abr-1 S_r
  • 16. Rの検定パッケージと関数 関数 機能 パッケージ 分割表の統計量と検定:カイ2乗、尤度比、 assocstats 連関係数 vcd binom.test 二項分布の検定 stats coindep_test 条件付き独立検定 vcd fisher.test Fisherの直接検定 stats goodfit 適合検定 vcd kruskal.test ランク和の検定 stats Cochran-Mantel -Haenszelの3元分割表のカ mantelhaen.test イ2乗検定 stats mcnemArtest 正方形の分割表のMcnemarのカイ2乗検定 stats oddsratio オッズ比と検定統計量 vcd prop.test 比率の検定 stats summary.formula 分割表の統計量など Hmisc woolf_test 同種の2×2×k分割表のWoolfのオッズ比検定 vcd