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第二回統計学勉強会@東大駒場
- 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
- 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)
- 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